我國區域經濟發展不平衡對房地產價格的影響研究

摘 要:本文運用差別產品壟斷競爭的模型分析房地產產品完全差別的市場效應和社會影響，認為房地產產品差別化會加強房地產商的壟斷勢力，提高其壟斷定價的能力，使社會福利受損。聯系中國實際，發現我國區域經濟發展不平衡客觀上加劇了房地產產品的差別性，加強了房地產商的市場力量;這是我國總體房地產價格持續上漲，地區房價差距擴大，相關政策效果不理想的重要原因，鑒于此，本文提出相關的對策建議。關鍵詞:區域經濟;房地產價格;產品差別;勒納指數;區域經濟發展平衡性指標

中圖分類號:F293.31

文獻標識碼:A

文章編號:1000-176X(2008)07-0124-06

收稿日期:2008-04-24

作者簡介:周輝莉(1987-)，女，福建泉州人， E-mai:l Chenruhua.123@ 163.com

一、引

言

中國從20世紀90年代開始選擇市場經濟的取向，中國的房地產市場也在20世紀90年代初期開始逐步形成。90年代以來，中國房地產價格每一年的增長率幾乎大于零，總體處于上升趨勢，特別自2004年以來中國房地產價格急劇上漲，遠遠高于人均可支配收入增長水平;尤其是北京、上海、廣東等地區房地產價格上漲速度驚人，在過去的3年間三地區的房地產價格大約分別上漲了123.4%、38.4%、73.1%，中部地區房價也有所上漲，但增長幅度遠不及東部地區，我國房地產價格的區域差距擴大。發達國家與地區歷史經驗及理論研究表明，房地產價格出現不正常的持續上漲將會帶來一系列的經濟和社會問題:諸如拉動經濟過熱，引發房地產金融風險;抑制其他消費支出，制約經濟穩定和均衡發展;進一步拉大貧富差距，增加社會的不安定因素[1]。2006年以來，我國房地產價格上漲引發了許多的經濟和社會問題，已引起了有關部門和社會各界的廣泛關注，中央政府連續兩年出臺了“國八條”和“國六條”，采用金融、土地、稅收等多種政策手段對房地產市場進行調控，但時至今日效果仍不明顯。

房地產是指房屋建筑和建筑地塊有機組成的整體，是房產和地產的有機結合體[2]。房產必須附著在地產之上，因此獲取土地對房地產商至關重要。由于我國實行城市土地國有制度，目前政府的土地出讓制度以協議出讓方式為主，部分地區采用招標或拍賣方式出讓，這就成為房地產商主要的進入壁壘，決定了房地產不完全競爭的市場結構，國內大多數學者據此通過我國房地產商的壟斷定價能力研究房地產價格機制。又由于土地的不可移動性，每一個房地產產品都有一個惟一的、不可復制的位置，即使是毗鄰的建設用地有可能是類似的，但絕對不可能完全相同，相對于具有相似性和替代性的糧食、煤等有形商品或股票等無形商品來說具有完全差別性;一般而言，產品差別假設是不完全競爭理論研究的基礎和起點，同樣，房地產產品的完全差別性對房地產價格形成有重要影響。然而這種差別程度卻是不確定的，一方面房地產商可以不斷從產品的品種、質量、服務等方面強化產品差別程度;另一方面產品差別程度客觀上受宏觀經濟環境，特別是區域經濟發展的平衡性影響。本文將根據房地產商品完全差別的內在特性，把我國房地產價格問題放在宏觀經濟背景下，從房地產特殊的市場結構探索促使我國宏觀調控房地產價格政策有效性發揮的經濟運行條件。

二、房地產產品完全差別的市場效應及社會影響

進入壁壘是不完全競爭市場結構存在的根本條件，如果不存在進入壁壘，廠商可以自由進入或退出某一市場，則市場可以達到完全競爭或可競爭狀態，但某一行業的壟斷勢力大小并不單單取決于該行業廠商數目和規模，更大程度上與該行業各廠商生產的產品的差別程度相關。鑒于此，下文將基于差別產品壟斷競爭的模型[3]分析房地產產品完全差別的市場效應。

假設兩房地產商分別提供兩種差別化的產品且成本都為零。房地產商1的需求q₁不僅取決于價格p₁，也取決于房地產商2的價格p₂。顯然，根據需求定律， q₁隨著p₁的增加而降低。同時，根據產品之間的替代性，如果廠商2的價格p₂增加，其需求也會增加，因為此時廠商1顯得相對便宜。假設兩種產品增加的影響是對稱的，則可以用下面兩個對稱性函數分別表示對廠商1和廠商2產品的需求。

q₁=a-bp₁+cp₂

q₂=a-bp₂+cp₁(1)

其中， a>0，是容量參數; b>0，表示兩種產品的產量對各自價格的敏感程度; c>0，表明兩房產有一定替代性，反映一種商品對另一種商品的替代程度; b>c，表示每種產品對自身價格敏感程度更大，也就是說，如果p₁增加一定幅度，只有當p₂增幅更大時，廠商1的需求才會保持不變， b與c差距越大，兩種產品差別性越大。在上式中，我們將兩種產品的需求表示為價格函數，但也可以通過反解得到每種產品的逆需求函數:

p₁=m-nq₁-rq₂

p₂=m-nq₂-rq₁ (2)

其中，m=a/(b-c)， n=b/(b²-c²)， r=c/(b²-c²)。注意n>r，即每種產品的價格對自身產量變化的敏感程度更大。根據式(1)，廠商1選擇最大化利潤的p₁:

l₁(p₁， p₂)=p₁q₁=p₁(a-bp₁+cp₂) (3)

一階條件給出:

p₁^*(p₂)=(a+cp₂) /2b (4)

這相當于一個反應函數，即給定廠商2的價格p₂，廠商1的最佳反應由式(4)給出。根據對稱性，可以得到差別化產品的伯川德均衡結果為:

q_i^b=ab/(2b-c)

p_i^b=a/(2b-c)

l_i^b=a²b/(2b-c)² i=1， 2

如果兩個廠商進行差別化產品的古諾競爭，則根據式(1)，廠商1選擇最大化其利潤的q₁:

l₁(q₁， q₂)=p₁q₁=q₁(m-nq₁-rq₂)

一階條件給出:

q₁^*(q₂)=(m-rq₂) /2n

同樣，根據對稱性可以得到差別化產品的古諾均衡結果為:

q_i^c=m /(2n+r)=a(b+c) /(2b+c)

p_i^c=mn/(2n+r)=ab/[(b-c)(2b+c)]

l_i^c=m²n/(2n+r)²

=a²b(b+c) /[(2b+c)²(b-c)] i=1， 2

從以上分析中，得到結論:

dp_i^b/dc>0， dp_i^c/dc>0， dl_i^b/dc>0， dl_i^c/dc>0，即隨著產品差別程度的增大，產品間替代作用減弱，廠商間的價格競爭趨于減弱，利潤趨于增加。q_i^c-q_i^b<0， p^c-p^b=ac²/[(4b²-c²)(b-c)]>0， l^c>l^b>0，即在差別化產品古諾競爭導致的市場均衡產量更低，價格更高，利潤更高;同時，差別化產品的伯川德競爭中企業價格和利潤均大于零，避免了“伯川德悖論”。產品差別程度的大小與企業市場力量的強弱正相關，即產品差別程度越大，廠商的市場力量越強，其市場結構的壟斷程度越強，以至于是完全差別產品，即使市場上有多個房地產商，也可以對自己的產品行使接近于壟斷的市場力量;反之，即使市場內只有很少的幾個廠商，但如果它們的產品是同質的，則它們的市場力量較弱，甚至于接近競爭水平。

下面進一步分析產品差別化的社會影響，即它所產生的福利效應[4]，如圖1(a)， (b)所示，產品差別程度加強后，房地產產品需求彈性變小，廠商加價MV-P^*變大，有更大的壟斷勢力，但攫取了更多的消費者剩余，社會的無謂損失(陰影部分)也增大了。

聯系中國現實國情，如圖2所示，由于歷史、自然、文化等因素影響，我國形成東中西三大區域經濟地帶，隨著改革開放的深入，三大區域經濟發展差距越來越大，即使各大經濟帶內部經濟發展也不平衡，東部以北京、上海、江蘇、浙江、廣東最為發達。而區域經濟發展不平衡客觀上加劇了房地產產品的差別化，加強了房地產商的市場力量，強化了其市場壟斷勢力和壟斷定價的能力，這也是政府對房地產業出臺了一系列的抑制房地產業價格上漲的政策收效不甚明顯的重要原因。下文將進一步定量分析我國區域經濟發展不平衡與房地產業壟斷勢力關系，探究我國房地產壟斷定價機制對房地產價格影響。

三、實證分析

(一)我國區域經濟發展不平衡與房地產業壟斷勢力關系的實證檢驗

本文引進勒納指數[5]和區域經濟發展平衡性指標進行分析。勒納指數L是市場壟斷勢力的測度，等于價格減去邊際成本再除以價格的加價率，用公式表示為:L=(P-MC) /P，式中P、MC表示產品價格和產品邊際成本;勒納指數在0到1之間變動，數值越大表明壟斷勢力越大。在完全競爭的條件下價格等于邊際成本，勒納指數為零;而在壟斷市場條件下，價格高于邊際成本，勒納指數在0到1之間。這個指數本質上考察壟斷者的行為，它計量的是價格偏離邊際成本的程度通過建立房地產產品銷售成本(ZC)與銷售量(ZQ)的對數模型得到價格彈性系數來進行房地產產品的邊際價格分析。結果為: ZC=-6.45E+10+1 916.663ZQ，該模型通過計量檢驗，數據來源于中經網，表示房地產產品每增加一平方米，房地產總價就增加1 916.663元，即房地產產品的邊際價格為1 916.663元，是常數。區域經濟發展平衡性指標用K表示，由于具體計算各省市地區經濟差別太復雜也不必要，于是按中國的東中西經濟帶劃分來估計區域經濟發展平衡性指標，假設東中西三地區經濟總量分別為GE、GM、GW，其占全國經濟總量比例分別為GE/GDP、GM/GDP、GW /GDP，三地區經濟發展絕對平衡時，其占全國經濟總量均為1/3，所以K=Abs(GE/GDP-1/3)+Abs(GM/GDP-1/3)+Abs(GW /GDP-1/3)，Abs()表示取絕對值，K越大，地區經濟發展不平衡性越強，若地區經濟平衡，K為0。利用1994—2007年勒納指數和區域經濟發展平衡性指標進行實證分析，中國商品房本年銷售價格、商品房竣工房屋造價、各地區GDP及GDP等變量數據同樣來源于中經網，其中東中西地區GDP等于各自包含省市GDP加總而得，三大區域劃分以中經網為準。為克服異方差，分別對L、K取對數lnL、lnK。

1·變量平穩性檢驗

在對時間序列數據進行計量分析時，首先要對各變量進行平穩性檢驗，否則直接對非平穩的時間序列進行回歸將導致謬誤回歸現象。采用ADF檢驗方法分別對變量lnL、lnK進行單位根檢驗，利用Eviews5.0軟件，檢驗結果見表1。

2·協整檢驗與誤差修正模型

Engle和Granger提出的協整理論[6]認為，雖然一些經濟變量本身是不平穩的，但它們的線性組合卻可能是平穩的，這種平穩的線性組合被稱為協整方程并且可被解釋為變量之間的長期穩定的均衡關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的協整檢驗有多種，這里，主要采用Engle和Granger(1987)提出的基于回歸方程殘差的協整檢驗方法。變量lnL與lnK都是一階單整的，建立協整回歸方程如下:

lnL =-0.322181+1.665190lnK

(-0.911399) (5.007346)

R²=0.758115 R²=0.727879 DW=1.307148

F=25.07351

(注:括號內為相應的估計量的t值)

從上面的回歸的統計量來看，回歸方程效果比較好。再對模型估計的殘差序列et采用ADF檢驗，檢驗其是否平穩，檢驗結果見表2。

從表2可知，殘差序列在5%水平上拒絕了原假設，說明et—I(0)，即殘差序列是平穩的，表明了變量lnL與lnK之間存在協整關系，并且回歸方程系數為1.665190，是正數，即我國區域經濟發展不平衡與房地產市場壟斷勢力存在長期穩定正相關的均衡關系。

誤差修正模型的基本思想[6]是當變量之間存在協整關系，即存在長期均衡關系，這種長期均衡是在短期波動的不斷調整和修正過程中實現的。因為lnL與lnK之間存在協整關系，則建立ΔlnL、ΔlnK的誤差修正模型如下:

ΔlnL=0.226359+0.224468ΔlnK-0.356157et(-1)

(3.485613) (0.796871) (-1.984627)

R²=0.398352 R²=-0.197803 DW =2.745455 F=1.986306

(注:括號內為相應的估計量的t值)

從結果看出，誤差糾正項的系數在10%置信水平上顯著，大小為0.356157，表明反向糾正上一期非均衡的程度約為35.62%，說明當長期均衡關系出現偏離時，從非均衡狀態向長期均衡狀態調整的速度比較慢。

3·Granger因果關系檢驗

利用Granger因果關系檢驗我國區域經濟發展不平衡與房地產市場壟斷勢力大小變量之間的因果關系。Granger因果關系檢驗涉及到滯后階數的選定，這里對最優滯后階數的選取是基于無約束的VAR模型的殘差分析來確定的，即根據AIC定階準則確定，最后確定最優滯后階數K=1。從Granger因果檢驗可以看出， lnL格蘭杰引起lnK的概率是75.294% ， lnK格蘭杰引起lnL的概率是82.543%，均較大。這表明我國區域經濟發展不平衡是房地產市場壟斷勢力增強的原因，房地產市場壟斷勢力增強反過來會加劇我國區域經濟發展不平衡程度。

4·脈沖響應分析

以下運用脈沖響應函數來分析我國區域經濟發展不平衡與房地產市場壟斷勢力大小間的動態關系。在VAR模型的標準式中，擾動項也稱為新息，脈沖響應函數試圖描述任意一個變量的擾動如何通過模型影響其它變量，最終又反饋到自身的過程[7]。根據Eviews所提供的脈沖響應分析方法和函數圖備選項，用組圖分析我國區域經濟發展不平衡與房地產市場壟斷勢力一個標準差新息的響應程度，結果如圖3所示。實線部分為計算值，虛線部分為響應函數值加(或減)兩倍標準差的置信帶。

從圖3可以看出，我國區域經濟發展不平衡加劇對房地產市場壟斷勢力的影響總體上具有較明顯的正向響應，從第一期開始影響幅度不斷增大，到第2期達到頂峰，從第2期開始，房地產市場壟斷勢力保持比較穩定狀態。

(二)我國房地產業的壟斷定價[3]

分析了我國區域經濟發展不平衡與房地產業壟斷勢力的關系，接著建立房地產壟斷定價模型，考察我國房地產業的壟斷勢力對房地產價格的影響。從理論上說，影響房地產產品價格的因素是供給與需求，為分析它們對房地產價格的影響情況，分別取供給中的成本變量和需求中的人均可支配收入變量進行回歸。由于我國房地產業相關統計資料的不完備，時間序列較短，所以采用我國2002—2007年31個省、自治區和直轄市的分地區商品房售價、房屋造價和城鎮人均可支配收入變動情況的相關數據，通過面板數據方法在Eviews進行回歸分析，數據來源于中經網。商品房售價、房屋造價和城鎮人均可支配收入用P、C、Income表示，為克服異方差，分別對其取對數lnP、lnC、lnIncome。

回歸方程結果:

lnP=1.776672+0.185917lnC+0.499254lnIncome+

(1.231170) (2.208723) (3.641586)

[AR(1)=0.844056] (15.66469)

R²=0·933477 R²=0.931814 DW=2.229866 F=561.2994

從回歸結果可以看出，我國房地產價格變動與房屋造價和人均可支配收入變動明顯呈正相關，但房屋造價和人均可支配收入對房地產價格影響有差異，房屋造價每增長1個百分點，房地產價格僅增長0.185917個百分點，而人均可支配收入每增長1個百分點，房地產價格就增長0.499254個百分點。這反映出成本并不是影響我國房地產價格的主要因素，而市場狀況的影響較突出，我國房地產企業的壟斷勢力確實很強，進行產品定價時更多的是基于消費者的保留價格而攫取盡可能多的消費者剩余，這是當前我國房地產價格持續上漲的原因。對于經濟發達地區北京、上海、廣州等影響更大，形成了經濟發展—房地產價格持續上漲的惡性循環，加重了居民的經濟負擔。

另外，城鎮人均可支配收入雖然總體上是地區經濟發展好的衡量指標，但并不是它的完全指標，經濟發展不但指經濟增長狀況，還指經濟發展的質量，包含發展的經濟環境，體育、教育、文化、衛生狀況，經濟發展潛力等方面，是一個綜合指標。具體分析，泉州、福州GDP并不差于廈門，但房價低于廈門，杭州曾經一度是中國大陸房價最高城市，雖然這其中不排除房地產商投機炒作等因素，但歸根到底由于廈門、杭州發展的經濟環境，體育、教育、文化、衛生狀況，經濟發展潛力等方面較好，吸引了外地的資本投入房地產業，提高了房地產需求的購買力，使房地產商能更多地攫取消費者剩余。

四、結 論

從實證分析的結果可以看出:由于我國政府的土地出讓制度造成房地產進入壁壘和房地產產品完全差別的內在特性導致房地產市場不完全競爭性，形成壟斷競爭市場;而我國區域經濟發展不平衡加劇了房地產產品的差別性，加強了房地產商的市場力量，提高了他們進行壟斷定價的能力，可以攫取盡可能多的消費者剩余，特別是經濟發達地區房價更高，上漲的更快，例如南昌1平方米可批2 000元，廈門可批7 000元;我國的房地產產品價格呈現總體上持續增長，區域差別擴大的局面。目前我國對房地產價格上漲控制的政策主要是集中于宏觀層次，實行從緊的貨幣政策，提高貸款買房的利息率，抑制過熱的需求，甚至運用行政和經濟手段，直接干預房地產價格上漲，控制其上漲幅度，或增加住房補貼等被動的針對房地產價格變動而進行調控，但并未達到理想效果。因此要有效地抑制當前持續上漲的房地產產價格，不能僅僅從房地產“過熱”的表面現象出發，而必須從房地產產品的內在特性和市場結構入手，配合其宏觀經濟運行條件的調整，促進區域經濟平衡發展，減輕房地產產品的差別化趨勢，抑制房地產商的市場力量，削弱其壟斷定價的能力，這樣才能更好發揮當前抑制房地產價格上漲政策的作用。

參考文獻:

[1] 劉秀光·我國房地產的內在矛盾與價格堅挺——對我國房地產價格堅挺的一個分析框架[J]·學術問題研究(綜合版)， 2007， (1)·

[2] 湯樹華·中國房地產實務全書[M]·北京:新時代出版社， 1992·

[3] 苗天青·我國房地產產業:結構、行為與績效[M]·北京:經濟科學出版社， 2004·38·

[4] 平狄克·魯賓費爾德·微觀經濟學[M]·北京:中國人民大學出版社， 2004·297·

[5] 楊建文，周馮琦·產業組織[M]·上海:學林出版社， 2003·87-88·

[6] 高鐵梅·計量經濟分析方法與建模: Eview應用及實例[M]·北京:清華大學出版社， 2006·154-158·

[7] 約翰斯頓·迪拉爾多·計量經濟學方法[M]·北京:中國經濟出版社， 2002·

[8] 王三興·房地產市場中兩種需求的經濟效應分析

[J]·云南財經大學學報， 2007， (1)·

(責任編輯:楊全山)