彭志勝,唐小然,殷宏玲

（安徽建筑大學 經濟與管理學院，安徽 合肥 230601）

0 引言

黨的十九大報告在闡述 “加強社會保障體系建設” 時提出，要堅持 “房住不炒” 的定位，加快建立多主體供給、多渠道保障、租購并舉的住房制度，讓全體人民住有所居。在我國房地產市場中，租賃市場發(fā)展相對滯后，選擇租房的人口比例還相對較少。據統(tǒng)計數據顯示，中國的平均租房人口比例占總人口數的21%左右，而美國和英國的租房比例在35%左右，與發(fā)達國家的租房比例相比還很小[1]。

目前，各大城市房價仍呈現上升趨勢。劉紹濤、張協奎等學者認為租購并舉政策抑制了房價上漲。[2]實施租購并舉政策，對國家而言，有助于建立一個供需平衡、交易理性、健康有序的房地產市場；對個人而言，有助于擁有穩(wěn)定的租購渠道和制度保障。租購并舉政策利用集體建設用地去建設租賃住房，能夠降低土地成本，對于增加租賃住房供應、促進主體多元化具有積極意義。

早在20世紀末，西方發(fā)達國家的學者開始以較為成熟的住房租賃市場對房價影響為研究對象。DiPasquale和Berlemann分別運用 “四象限模型” 和VAR模型，分析不同宏觀調控政策對房價的影響情況，研究表明房價會受到住房租賃市場的制約，貸款利率同時促進了房價和房租的上漲，租金平穩(wěn)房價的同時也影響著住房增量。[3-4]目前國內對租購并舉政策與房地產市場之間的關系主要集中于定性分析。嚴榮、李響分別基于房地產稅制改革視角，解釋了租購并舉政策背景下我國房地產稅制改革的新方向。[5-6]黃燕芬通過回顧和分析房地產市場發(fā)展情況，提出應大力發(fā)展租賃市場，堅持 “精準施策，差別化調控” 的政策手段。[7]

綜上所述，可以發(fā)現，現有的研究有以下局限性：第一，國內對租購并舉政策的研究起步較晚，且以定性的研究為主，實證研究較少；第二，相關文獻的實證研究多集中在將租購并舉政策作為控制變量之一，較少將其作為核心解釋變量與其他宏觀調控政策一起研究；第三，租購并舉的實施仍處在初期階段，年度數據較少，還沒有良好的運行經驗和成熟的理論總結?；诖?，本文擬專門針對租購并舉政策對房價波動影響進行實證研究。

1 理論分析與研究假說

通過國內外相關文獻的梳理可以發(fā)現，限購政策和租賃住房相關政策的出臺可能會起到抑制房價波動的作用。Norris和Byrne通過分析西方發(fā)達國家房價趨勢的變動及社會住房①與住房市場的聯系，發(fā)現以供應方為重點的社會住房補貼可以緩解房價波動和租金通脹。[8]郭金金、馬智利研究了在租購并舉政策下，項目建設開發(fā)與土地供給速度對住宅價格的影響。[9，10]米晉宏、劉沖運用了倍差法考察了住房限購政策對房價的抑制效應，發(fā)現從需求方和供給方兩個不同角度去分析，限購政策對房價波動抑制效果不同。[11]因此可以發(fā)現，限購政策和租購并舉政策分別通過從供給方和需求方角度起到抑制房價的效果，如圖1所示。

圖1 房地產宏觀調控政策對房價波動的影響機制

從政策實施的短期與長期兩個角度看，租購并舉政策對房價具有長期穩(wěn)定的抑制作用，但短期內通過調整每戶可以購買的資格和數量，對房價的控制雖然起作用，但從長期角度來看，效果并不明顯。[12]在限購政策方面，張紅，李洋運用搜尋匹配模型來研究限購政策與住房價格間的動態(tài)關系，研究表明限購政策不管是在短期還是長期內都會減少部分購房需求。[13]向為民對各地的政策進行歸納和梳理，總結出短期內包括 “租購并舉” 在內的房地產新政對住房銷售的影響雖不顯著，但新政的實施對房價漲幅影響已出現放緩趨勢。[14]不管是從短期還是長期來看，房地產新政的實施對房價的漲幅起到了抑制作用，且影響程度不同。

綜上所述，從供給方和需求方角度出臺的限購政策和租購并舉政策都對房價波動產生一定的抑制效應，究竟限購政策與租購并舉政策對房價波動的影響孰大孰小，受到地區(qū)經濟水平等多因素影響。鑒于兩項政策的實施時間長短和實施力度，可以推測，限購政策實施的效果要大于租購并舉政策。由此，有如下待檢驗的兩個假說。假說1：租購并舉政策和限購政策都抑制了房價波動；假說2：租購并舉政策的實施對房價波動的影響程度要弱于限購政策。

2 實證分析與建議

2.1 數據與變量

2.1.1 數據的選取

為研究租購并舉政策的實施對房價波動的影響，選取2016年1月至2019年9月的月度數據作為樣本，數據來源于各省市以及國家統(tǒng)計年鑒。未實行租購并舉的城市，選擇唐山、泉州、蚌埠、惠州等未實行租購并舉政策的12個城市；實行租購并舉的城市，選擇北京、上海、深圳、鄭州等12個首批納入租購并舉政策的試點城市。

2.1.2 變量的選取

被解釋變量：房價指數。由新建商品住宅價格指數和二手住宅價格指數構成，是綜合反映住宅商品價格水平總體變化趨勢和變化幅度的相對數。為了數據的可比較性，本文中的房價指數均以2015年1月數據為基期。

核心解釋變量：樣本城市是否實施該政策的虛擬變量。如果該城市在選取的時間區(qū)間2016年1月至2019年9月內，始終沒有實施租購并舉政策，該變量取值為0；如果該城市實施了政策，實施前取值為0，實施后取值為1。

控制變量：①消費者物價指數：與既有研究類似[15]，反映與居民生活有關的消費品以及服務價格水平變動的宏觀經濟指標以及居民家庭購買消費商品及服務的價格水平的變動情況，表示該地區(qū)的消費水平；②房屋租賃價格指數：與既有研究類似[16，17]，反映一段時間內住房租賃價格水平的變化趨勢和幅度，表示該地區(qū)的租房消費水平；③房地產開發(fā)投資額：與既有研究相似[18]，是反映房地產市場供給力度的重要指標，并且在國民經濟增長中的作用非常顯著，表示該地區(qū)房地產業(yè)的發(fā)展水平；④限購政策：考慮到限購政策的影響，與既有研究類似[19]，將限購政策作為政策虛擬變量引入到模型。⑤地區(qū)差異：由于選擇的實行和未實行租購并舉政策城市的地區(qū)經濟水平差異較大，因此加入地區(qū)差異變量，是表示樣本城市是否為租購并舉政策實施地的地區(qū)虛擬變量，反映地區(qū)經濟水平差異對房價波動造成的的影響，實施租購并舉政策的樣本城市取值為1，未實施租購并舉政策的樣本城市取值為0。樣本的描述性統(tǒng)計具體如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

為研究房價的波動情況，由于面板數據既包括了時間序列的特征，也包含了截面數據的特征，因此需要檢驗面板數據的穩(wěn)定性。各變量的平穩(wěn)性檢驗如表2所示。

從表2可以看出變量房價指數、消費者物價指數、房屋租賃價格指數和房地產開發(fā)投資額對ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于1%臨界值的絕對值，說明在1%的顯著性水平下，序列是不平穩(wěn)的。所以，變量房價指數、消費者物價指數、房屋租賃價格指數和房地產開發(fā)投資額是非平穩(wěn)的，但是這4個變量所對應的一階差分時間序列都是平穩(wěn)的，而回歸模型需要保證同階單整，因此對除政策控制變量以外的變量進行一階差分處理。

2.2 模型構建

政策的出臺是無法進行量化的因素，因此引入虛擬變量可以解決這個問題。引入限購和租購并舉政策虛擬變量D。

為研究租購并舉政策對房價波動的影響，構建的基本回歸模型如下：

其中：Y代表房價指數；a代表常數項；D代表政策虛擬變量：D1代表租購并舉政策、D2代表限購政策；X代表控制變量：消費者物價指數、房屋租賃價格指數和房地產投資額；C表示地區(qū)差異；ε代表誤差項；i代表城市，t代表時期。

由于解釋變量是虛擬變量，所以將模型中對個體效應的處理設定為隨機效應模型。

2.3 實證結果

利用24個地級市（其中12個城市為租購并舉政策試點城市）2016年1月2019年9月的房價指數與其他城市特征數據，采用式（1）進行面板回歸分析，結果如表3所示。

表3 實證結果

續(xù)表3

2.3.1 全樣本回歸結果

由表3列（1）可知，在未考慮控制變量時，租購并舉政策和限購政策的回歸系數分別為-0.263和-0.408，都為負且分別達到5%和1%的顯著性水平，說明租購并舉政策顯著抑制了房價波動；加入控制變量后，從列（2）可以看出雖然相關程度略微提高，系數從-0.263變?yōu)?0.267，仍呈現顯著負相關，說明在選取的12個實施租購并舉政策的城市中，政策的實施顯著抑制著房價波動。租購并舉政策和限購政策的回歸系數分別為-0.267和-0.366，都呈現顯著，說明兩種政策同時抑制著房價波動，但租購并舉政策對房價波動影響的相關程度要低于限購政策對房價波動影響的相關程度，所以說明限購政策比租購并舉政策更能抑制房價波動。這是因為2010年以來，全國一、二線城市陸續(xù)開始實施房屋限購政策，限購政策的目的是遏制投機和過度投資，使大部分需求方回歸至中間階層，令房價回到中等收入階層可承受的水平。2017年以來，三、四線城市也陸續(xù)啟動限購政策或提升首付比例，這一政策遏制了部分城市的房價過快上漲，從政策實施初期就保持著較高的調控力度。相比之下租購并舉的住房體系在2017年7月才正式構建，隨后各大城市出臺一系列政策，目的是促進房地產買賣市場和租賃市場健康穩(wěn)定發(fā)展。而目前租購并舉政策仍處于政策實施的初期，雖然政策實施的效果已小有成效，但仍沒有限購政策效果明顯，因為要使住房制度發(fā)生根本性的改變，補齊租賃市場發(fā)展滯后的短板，必將是一個長期的過程。

由表3列（2）政策外控制變量的回歸結果可知，消費者物價指數的變化對房價波動呈現顯著的負相關關系，回歸系數為-0.320，達到1%的顯著性水平，說明消費者物價指數抑制了房價波動；房地產投資額的增速變化在5%的顯著水平下對房價波動產生正向影響，說明房地產投資額促進了房價波動；租購并舉政策實施的地區(qū)經濟差異對房價波動的影響系數為0.456，達到了1%的正向顯著性水平，說明實施政策和未實施政策的兩組樣本城市，地區(qū)經濟差異推動著房價上漲和房價波動，這是因為全樣本中的實施租購并舉地區(qū)以一、二線城市為主，這些城市雖然政策落實較快，但對于一、二線城市來說，房價仍維持著上升趨勢。

2.3.2 子樣本回歸結果

為更嚴格地檢驗租購并舉政策和限購政策對房價波動的影響，選取租購并舉政策實施地區(qū)和租購并舉政策實施時間為子樣本。

①實行租購并舉政策地區(qū)。從表3列（3）可知，在引入除政策以外的控制變量前，租購并舉政策和限購政策的回歸系數分別為-0.351和-0.435，后者達到了10%的顯著性水平；加入控制變量后，從表3列（4）可以看出，租購并舉政策仍對房價波動不存在顯著影響，限購政策的回歸系數為-0.533，達到5%的顯著性水平。之所以與全樣本回歸結果不同，是因為在選取的實施租購并舉政策的12個城市中，多為經濟水平較高的一二線城市，這些城市普遍限購政策的實施力度相對更大。因此雖然這些城市實施限購政策的效果非常明顯，房價得到了一定的控制，但相比之下租購并舉政策的效果就相對滯后。

由表3列（4）政策外的控制變量可以看出，消費者物價指數的變化對房價波動呈現顯著的負相關關系，估計系數為-0.641，達到1%的顯著性水平，表明消費者物價指數的增速每變化1個百分點，房價波動負向減小0.641%。而房屋租賃價格指數和房地產投資額的變化對房價水平沒有顯著影響。

②實行租購并舉政策時期。由表3列（5）和表3列（6）可知，除了租購并舉政策對房價波動產生的顯著的負相關關系，其他變量均未對房價波動產生顯著影響，說明租購并舉政策的實施對抑制房價波動有一定效果，而限購政策對在租購并舉政策實施期間對房價波動影響并不顯著。這是因為將樣本城市的實施政策時間段縮小到了近兩年后，限購政策對比其他新的房地產市場宏觀調控政策出臺時間較早，而租購并舉政策作為還在起步階段的調控政策，對抑制房價波動的影響更加明顯。

2.4 建議

綜上數據分析可知：租購并舉政策的實施對房價波動起到了明顯的抑制作用，隨著租購并舉政策的實施，租賃性住宅的供給增加，租購并舉政策會持續(xù)抑制房價波動；從區(qū)域差異角度可以看出，實行租購并舉政策的一、二線城市和未實行租購并舉政策的三線城市，兩組城市間的地區(qū)經濟差異對房價波動起到了顯著的促進作用。

基于上述結論，提出幾點政策建議：第一，采取短期和長期相結合的政策。短期內，應避免政策的實施對房價和經濟產生的劇烈波動；長期內，要保證持續(xù)平穩(wěn)的宏觀調控作用，從多渠道建立健全良性發(fā)展的房地產市場。第二，注重區(qū)域的差異性。不同時間和不同地區(qū)，房價波動的影響因素也是不同的，地方政府和當地房地產企業(yè)應根據當地的房價走勢，推進不同的住房配套制度改革。第三，合理優(yōu)化土地結構，加快提供租賃住宅。目前在租賃市場中房源渠道相對單一，現有的租賃性住宅大多源于存量房屋以及國有建設用地，所以需要通過提供持續(xù)開發(fā)集體建設用地作為城市發(fā)展的租賃性住宅，改善住房供應結構。

3 結語

研究選取24個城市2016年1月至2019年9月的面板數據，利用面板回歸的方法，結合限購政策，研究租購并舉政策對房價波動的影響，以及其他因素對房價波動存在的促進或抑制作用。根據研究結果可知：在一、二線城市限購政策的實施力度要略大于租購并舉政策，選取的實施租購并舉政策城市和未實施租購并舉政策城市間的地區(qū)經濟差異，促進了房價波動。由此得出需注重區(qū)域的差異性，推進不同配套制度改革，采取短期和長期相結合的宏觀調控政策控制房價波動等政策建議。

研究還存在一些不足，如雖進行了平穩(wěn)數據的處理，但沒有考慮到房價波動與政策間可能存在逆向因果影響特征，解決由此可能存在的內生性問題。因此，在本文的基礎上，如何解決房價波動與租購并舉政策可能存在的內生性問題，將是下一步深化本研究的方向。

注釋：

①社會住房：指根據國家政策以及法律法規(guī)的規(guī)定，由政府統(tǒng)一規(guī)劃、統(tǒng)籌，提供給特定的人群使用，并且對該類住房的建造標準和銷售價格或租金標準給予限定，起社會保障作用的住房。