住宅非市场化供给、房价波动与经济波动——基于省级面板数据的实证研究

潘爱民，阳路平

（湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201）

住宅非市场化供给、房价波动与经济波动
——基于省级面板数据的实证研究

潘爱民，阳路平

（湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201）

采用面板协整技术，利用1999—2009年中国省级面板数据分析了住宅非市场化供给、住房价格波动与经济波动之间的关系。实证研究表明：住宅非市场化供给和住房价格波动之间存在较强的负相关关系，住宅非市场化供给的增加，能够平抑商品房价格的上涨幅度；住房价格波动与经济波动之间存在显著的正相关关系，住宅非市场化供给的变化能够通过住宅价格的变化，最终会作用于经济增长，进而影响经济波动；地区经济发展水平与房地产市场发育程度的差异，对住宅非市场化供给、住房价格波动与经济波动三者之间的区域关系造成显著影响。

非市场化供给；房价波动；经济波动

一、引 言

近些年来商品房价格大幅上涨，中低收入人群望房兴叹，如何解决普通中低收入人群住房问题，已经成为党和政府工作的重点。胡锦涛总书记在十七届五中全会报告中提出“住有所居，推动和谐社会建设”的要求，温家宝总理在政府工作报告中也作出“抓紧建立城市住房保障体系，让人民群众安居乐业”的指示，这充分反映了国家对住房保障的高度重视。住建部的数据表明：截止到2009年，全国已完成新建、改扩建各类保障性住房200万套，2010年，中央财政已经安排保障性住房建设投资642亿元，且在今后5年，还将新建保障性住房3 600万套。这标志着我国住宅的非市场化供给将进入一个新阶段。可以认为，未来一段时间，由于非市场供给力度的不断加大，市场力量与非市场力量的博弈将使得中国房地产市场变得更为复杂，一些新的问题也会随之产生，如住宅非市场化供给是否会影响普通商品市场的可持续发展，是否会引起我国宏观经济的阶段性波动，非市场化提供的保障性住房价格是否会对商品房价格变化产生长期的积极影响，等等，这些问题已经引起社会各界的广泛关注，成为亟需回答的现实问题。

二、文献综述

当前，随着保障性住房建设力度的加大，住宅非市场化供给与房地产市场的关系已逐步成为学术界关注的焦点，其研究成果可以分为三个方面：一是有效论。邵德华认为保障性住房入市数量的逐年上升，推动了我国楼市住房总供给量的增加，在一定程度上平抑了住房价格［1］。王先柱、赵奉军认为保障性住房分流了住房需求并提供了更低价格的房源，因此保障性住房建设可以降低商品房的价格［2］。陈酉宜认为经济适用房的投资将对商品住宅供给、需求和销售价格均产生影响［3］。高波认为，经济适用房的价格是一种最高限价，这种天花板价可能会影响商品房市场均衡价格［4］。二是短期有效论。周文兴、林新朗认为经济适用房与商品房存在双向的因果关系，经济适用房的投资额短期内会起到平抑房价的作用，但长期会助推房价的上涨［5］。三是无效论。茅于轼认为，以经济适用房为主的保障性住房不仅没有降低房价反而助长了房价的攀升，主张完全停止经济适用房建设［6］。

由此可见，尽管当前国内外学者对住房保障与房地产市场的关系研究已经颇具收获，但仍然没有一致性的结论。另外，国内外学者对住房保障与房地产价格的研究方法，普遍都是在两变量框架下，采用时间序列数据进行回归分析，这难以避免时间序列存在的稳定性和结构变化等缺陷。再者，国内外学者尚没有把房地产市场变化及其影响的研究嵌入到当前宏观经济“保增长”的大背景下。基于此，本文在三变量分析框架下，采集面板数据，运用面板协整技术研究住宅非市场化供给、商品房价格波动与经济波动之间的相互关系，着重分析三者之间的影响路径与方式，为完善“住房供应双轨制”提供理论参考。

三、指标选择、数据处理和实证检验

（一）指标选择与数据处理

1.指标选择。研究主要选择三个变量：（1）住宅非市场化供给，我们选取历年经济适用房销售面积来代表，虽然住宅非市场化供给不仅包括经济适用房的供给，也包括廉租房、政策性租赁住房的供给，但普遍认为经济适用房是住宅非市场化供给的主要手段。另外，尽管部分学者采用经济适用房投资额指标来代表住宅非市场化供给［2，7］，但我们认为：经济适用房投资形成市场的有效供给存在时滞，而滞后因素在计量设定中很难确定。因此，采用当期的经济适用房销售面积，更能直接反映住宅非市场化供给对当前商品房市场的影响。（2）房价波动指标用住宅价格变化幅度表示。（3）经济波动用GDP的变化幅度来表示。

2.数据选择与处理。（1）由于上海市2010年才实行经济适用房政策的试点，西藏的数据缺失严重，故这两个地区不在研究范围之内。（2）由于我国经济适用房政策自1998年开始，各地对经济适用房统计大都从1999年起，故文中数据区间为1999—2009年。（3）住宅价格变化幅度用当前住宅销售平均价格减上期价格的方法处理，GDP的变化幅度同样由当前GDP减上期GDP的方法处理。（4）为消除异方差的影响，文中指标数据都实行对数化，分别用Ljm、Lzj、Lgdp表示。文中数据主要来自历年《中国统计年鉴》、中经网、国泰安数据服务中心、万德数据中心等。数据处理软件为Eviews6.0；三个变量的统计描述见表1：

表1 变量定义与统计性质描述

（二）变量的单位根检验

计量经济学理论表明，变量存在协整关系的先决条件是包含单位根。LLC检验、IPS检验、Fisher检验和LM检验是常用的面板数据单位根检验。因此，在判断我国住宅非市场化供给、房价波动和经济波动之间是否存在面板协整关系之前，首先需要检验Ljm、Lzj和Lgdp三个变量的平稳性。对于截距项和时间趋势的选择，我们由面板数据的时序图确定，而模型中的每个截面单位方程滞后长度的选取，则采用修正的AIC准则，以5为最大的滞后长度。

表2 变量的面板单位根检验结果

从表2中可以看出，在单位根检验中，三个变量的大部分检验统计量都不显著，表明各地区的Ljm、Lzj和Lgdp都是包含单位根的非平稳变量。通过面板数据的一阶差分单位根检验可知，它们均为一阶单整，符合三变量之间存在面板协整关系的前提。

（三）面板协整模型与检验结果

使用省级面板数据，研究我国住宅非市场化供给、房价波动和经济波动之间是否存在长期的稳定关系。即检验Ljm、Lzj和Lgdp三个非平稳变量之间是否存在协整关系，我们构建了以下四个模型：

模型（1）主要分析经济波动与住宅非市场化供给之间是否存在长期稳定关系；模型（2）主要分析经济波动与住宅价格波动之间是否存在长期稳定关系；模型（3）主要分析非市场化供给同住宅价格波动之间是否存在长期稳定关系；模型（4）主要分析住宅非市场化供给与住宅价格波动、经济波动三者之间是否存在长期稳定关系。如果住宅非市场化供给是通过影响房价，进而导致经济波动，那么可以预期模型（4）中的两个变量系数应当显著，并且符号具有合理的解释性。四个模型协整检验统计描述见表3：

表3 四个模型协整检验统计描述

四个模型残差所对应的所有ADF单位根检验统计量都显著，因此不存在协整关系的原假设被拒绝，说明住宅非市场化供给、房地产价格与经济波动三者之间以及两两之间存在长期的稳定关系。四个模型协整检验运行结果见表4。

模型（1）的运行结果表明，住宅非市场化供给对平抑经济波动具有统计意义上的显著影响，方向为正，但影响力度不大，实际上，住宅产业的关联性较强，有研究表明，住宅产业的发展能够带来23个产业的发展，当前很多地区的经济发展都来自房地产经济的发展，之所以住宅非市场化供给对经济波动的影响很小，其原因可能在于当前住宅非市场化的力度较小，规模不大，特别是一些地方政府出于追求经济增长的目标，大力发展商品住宅，对诸如经济适用房等保障房的建设热情不高［8］。

表4 四个模型协整检验结果

模型（2）的运行结果表明，住宅价格的变化对经济波动的方向为正，长期影响力度较大。表明住宅价格的变化对经济波动的影响非常大，这个与我国当前的现实吻合。当前，房地产对我国的经济影响是显而易见的，土地出卖收入与商品房交易税收已经成为地方政府财政的主要来源之一，住房价格的大幅度变化可能对经济产生负面影响。

模型（3）的运行结果表明，住宅非市场化供给对住房价格的变化有反向的影响，非市场化供给住宅的增加，能够带来普通住宅价格变化幅度的减小，这与高波的研究结论比较相似，他认为非市场化供给的住宅的替代效应大于收入效应，如果非市场供给住宅的增加，可以使得一部分中低收入群体从普通商品房市场中撤离，使得普通商品房需求大幅度减少，根据经济学供求原理，普通商品房的价格由于需求减少后，其价格增加幅度会降低［2］。由此可见，要大力平抑房价的上升，加大非市场化供给是一个比较好的方法。

模型（4）的运行结果表明，住宅非市场化供给、房价波动与经济波动三者之间存在一个长期稳定关系，住宅价格变动一个百分点，经济波动变动0.85个百分点，住宅非市场化供给变动一个百分点，可以带来经济波动0.33个百分点。我们认为，由于住宅非市场化供给的加大会增加住房的供给 ，通过供求原理作用于房地产市场，从而降低住房价格，即住宅非市场化供给会通过住房价格作为传导机制，对经济增长产生影响，进而影响经济波动。因此，要实现当前经济的保增长，必须结合当前房地产市场的发展情况，大力增加住宅的非市场化供给，并使之对住房价格产生影响。

四、进一步的讨论

考虑到我国房地产市场是一个区域性特点较强的市场，各个地区的经济发展水平也不一样，随着住房保障力度的加大，这种非市场化提供的住房是否能够影响区域住房价格的变化，其对经济波动的影响是否存在区域性差异，为此，我们基于29个省份分别讨论住宅非市场化供给、房价波动与经济波动三者之间的关系，模型构建为：

模型估计结果见表5：

表5 区域协整模型运行结果

从表5可以发现，住宅非市场化供给对住宅价格波动的影响存在区域性差异，就对住宅价格波动影响来看，其影响方向是不确定的。如北京、上海、海南、广东等地，非市场化供给对住宅价格波动的影响是反向，这与现实相吻合。这些地区的房地产市场化发育普遍都比较成熟，市场价格比较高，市场厚度也比较大，故而非市场化供给带来的收入效应发挥了巨大的作用。另外，这些地区房地产市场投机现象比较严重，其房价波动主要是由于这些地区投机导致的，较小规模的非市场化供给不能起到平抑住房价格波动的作用［9－10］。而大部分中部地区和西部地区的影响是正向的，可以认为住宅非市场化供给对房价波动的影响是明显的，这些地区人均收入普遍低于东部地区，房地产市场发展也不成熟，故而带有天花板性质的非市场化供给住宅在一定程度上可以使得替代效应大于收入效应，商品住宅需求的减少与非市场化住宅供给的增加，两个方面的作用使得商品房住宅价格趋于稳定［11－12］。

从表5我们还可以发现，住宅非市场化供给对经济波动影响的区域性特点不明显，从全国整体层面上看，住宅非市场化供给对经济波动存在反向影响，住宅非市场化供给的增加，能够减少经济波动，我们认为，主要原因在于住宅非市场化供给能够平抑住宅价格的波动，而住宅价格的变化与经济波动的关系非常明显，因此，从区域层面上看，住宅非市场化供给能够通过平抑住宅价格的波动这一渠道对经济波动产生积极的影响。当前，为了保证经济快速稳定健康增长，减弱经济波动，政府必须加大住宅非市场化供给，通过抑制住房价格的过度波动，促进经济的健康可持续增长。

五、结论与政策建议

本文采用面板协整技术，利用1999—2009年省级面板数据，分析了住宅非市场化供给、住房价格波动与经济波动之间的关系。实证研究结果表明，住宅非市场化供给和住房价格波动之间存在较强的负相关关系；住房价格与经济波动之间存在比较显著的正相关关系。住宅的非市场化供给，会通过影响住宅价格进而影响经济波动。另外，地区经济发展水平与房地产市场发育程度的差异，也对住宅非市场化供给、住房价格波动与经济波动三者之间的区域关系造成显著的影响。

因此，在当前房地产市场非理性繁荣的情况下，政府既要实现人居有其屋，又要保持经济的可持续增长，加大住宅的非市场化供给，是一条较好的道路。然而，我国的住宅非市场化供给过程中还存在很多问题：一是资金筹措难，加大住宅非市场化供给需要的资金额度巨大，单靠政府财政补贴很难实现预定目标；二是住宅非市场化供给相对商品房建设的利润空间太小，房地产开发商对此动力不足；三是非市场化供给的住宅从设计到施工全过程的质量问题严重；四是非市场化供给的住宅在分配过程中有失公平和公正。基于研究的传导路径，加大住宅非市场化供给不仅对住房价格的持续快速上涨能起到一定的抑制作用，也会对经济健康稳定发展带来正面的影响。因此，政府应完善与住宅非市场化供给相关的政策和法律制度的建设和落实，加大住宅非市场化供给，减少因住房价格的持续快速上涨对社会和经济造成的损失，促进经济的健康稳定发展。

［1］ 邵德华.城市土地储备制度资金支持体系的构建［J］.中国房地产，2002（6）.

［2］ 王先柱，赵奉军.保障性住房对商品房价格的影响［J］.经济体制改革，2009（5）.

［3］ 陈酉宜.保障性住房政策对房地产市场影响研究［J］.经济纵横，2009（4）.

［4］ 高波.房价波动、住房保障与消费扩张［J］.理论月刊，2010（7）.

［5］ 周文兴，林新朗.经济适用房投资额与商品房价格的动态关系［J］.技术经济，2011（1）.

［6］ 茅于轼.大建限价房和经济适用房可能推高房价［EB／OL］.［2011－08－15］.http：／／house focus cn／news／2008－04－28／463385.htm／.

［7］ 陈酉宜.保障性住房政策对房地产市场及其价格的影响分析［J］.价格理论与实践，2009（3）.

［8］ 温海珍，吕雪梦，张凌.房价与地价的内生性及其互动影响［J］.财贸经济，2010（2）.

［9］ 严金海.中国的房价与地价：理论，实证和政策分析［J］.数量经济技术经济研究，2006（1）.

［10］张红，吴璟，孔沛.基于Granger因果检验的地价与房价的关系［J］.同济大学学报：自然科学版，2008（8）.

［11］周京奎.房价地价与租赁价格关系的再认识［J］.改革，2005（8）.

［12］平新乔，陈敏彦.融资、地价与楼盘价格趋势［J］.世界经济，2004（7）.

Residential Non－market Supply，Housing Prices Fluctuation and Economic Fluctuation：Based on the Provincial Panel Data

PAN Ai-min，YANG Lu-ping

（School of Business，Hunan University of Science ＆Technology，Xiangtan 411201，China）

This paper analyzes the relationship between the residential non－market supply，housing prices and the economic fluctuations based on the panel cointegration technique and 1999－2009 China provincial panel data.The results show that the relationship between the housing non－market supply and the housing price is strong negative，That is the house marketlizing supply，can bring down the house price increase of fluctuation；and housing prices and economic fluctuations also exist more significant negative correlation.Therefore，the change of non－market housing supply will affect the change of housing prices；it also will affect economic growth and economic fluctuation.The difference of regional economic development level and the real estate market degree will make significant influence on regional relationship between non－maket supply，housing price and economic fluctation.

the residential non－market supply；housing prices fluctuation；economic fluctuation

（责任编辑：张治国）

F293.3

A

1007－3116（2011）12－0039－05

2011－09－04；修复日期：2011－10－09

国家社会科学基金青年项目《城镇公共住宅保障制度及其政策研究》（08CJY019）；国家自科基金项目《快速城市化过程中农户居住空间行为演变的动力机制与过程模型研究》（40901085）；国家社科基金重大项目《中部地区承接沿海产业转移的政策措施研究》（09＆ZD041）；教育部人文社科项目《房地产市场利益分配协调机制及政策研究》（11YJA790013）；湖南省教育厅优秀青年项目《长株潭城市群两型社会建设中产业创新策略研究》（10B036）

潘爱民，男，湖南慈利人，经济学博士，副教授，研究方向：房地产经济与区域经济；

阳路平，男，湖南娄底人，硕士生，研究方向：房地产经济与区域经济。

【统计应用研究】