經濟適用房的財政金融政策支持效應的實證分析：基于江蘇省1997—2010年的經驗數據

林樂芬，邊 皓

（南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京210095）

1 引言

保障性住房主要包括經濟適用房、兩限房、廉租房、公租房以及棚戶區危舊房改造等。長期以來，在保障性住房中，經濟適用房占比較大、發展較快，并且兼具商品與保障二重屬性。在現階段，如果僅靠政府財政投資建廉租房、公租房，財力難以為續；而對于經濟適用房，政府以土地、稅費優惠補貼一部分，讓有支付能力的家庭承擔一部分，共同來解決住房問題，具有現實可行性，因此經濟適用房仍然是現階段解決城市低收入家庭住房困難的有效方式。本文立足于對經濟適用房的財政和金融政策進行研究，以江蘇省經濟適用房為例進行實證研究，在分析當前政策的實施情況和實施效果的基礎上，提出有利于擴大經濟適用房供給的財政、金融政策的建議。

經濟適用房制度是中國的一項特有政策，從世界范圍來看，新加坡的“組屋”與香港的“居屋”與經濟適用房最為接近。新加坡政府通過建立非營利的建屋發展局來負責組屋的開發和建設，在資金和土地方面提供支持，同時以家庭收入為依據實行組屋的合理配售。由于省去了地價和利潤，加上政府提供的購房補貼（表現在建設成本、土地成本及融資成本等[1]），組屋的售價要比市場價格低三分之一。此外，新加坡的中央公積金制度為建設和購買組屋提供了資金保證。截至2010年，新加坡85%的公民住在組屋里，其中93%的居民擁有產權，7%的家庭享受廉價租賃[2]。香港的保障性住房主要是供租賃的“公屋”和供購買的“居屋”。它們都由房屋委員會負責興建，其土地由政府無償提供，低于政府規定收入標準的居民可申請租住公屋，而超過這一標準又買不起商品房的居民可申請購買居屋，購買時還可以申請低息貸款，通常居屋的購買價要比市價低30%以上[3]。

龍奮杰、董黎明[4]根據中國31個建有經濟適用房的城市1999—2003年的數據，通過計算竣工率、空置率和價格等指標，對經濟適用房供給政策的績效進行了研究。汪淑珍[5]研究了經濟適用房政策中的政府失靈現象，認為公共資金補貼的無效配置、補貼對象過于寬泛、開發商私自更改土地用途導致了政府花的錢越來越多，經濟適用房供給卻始終不足。張昕鵬[6]采用經濟適用房投資額除以經濟適用房施工面積，求得經濟適用房的均造價，再與商品住宅的均造價相減來計算政府對單位面積經濟適用房的補貼。梁靜[7]認為中國經濟適用房政策在職能定位、價值追求、政策執行和政策效率等方面存在政策失效。葛揚[8]估算了江蘇省各市（縣）政府保障房的實際支出值，估計結果表明，幾乎所有地方政府均存在保障房支出的正缺口。

總的來說，現有的將財政和金融政策結合起來的研究較少，而對于經濟適用房等保障性住房，財政和金融政策密不可分。一方面，政府財政難以獨立支撐龐大的建設和維護資金；另一方面，近年來，隨著政策文件中對保障房金融支持的重視程度不斷加大，社會資本正發揮越來越大的作用，本文將兩者結合起來研究。此外，現有文獻的理論研究多于數量研究，這些不足也正是本文的努力方向。

2 江蘇省經濟適用房財政和金融支持的實證研究

江蘇省住房保障工作起步較早，且處于全國領先水平，對經濟適用房的政策支持較為完善，因此實證研究中以江蘇省作為案例。

2.1 江蘇省經濟適用房發展概述

1999年江蘇省經濟適用房竣工面積占商品住宅竣工總量的比例在24%左右，然而此后一路下跌，2003—2006年間，江蘇省經濟適用房的竣工面積、竣工套數等指標均降到歷史最低點，到2006年，其竣工面積只占到全部商品住宅的4%，竣工套數只占到5.37%①數據來源：《中國房地產統計年鑒》。。如圖1所示，從2006年開始，雖然經濟適用房投資的絕對數有所增加，但相對于整個商品住房市場而言，其比重仍然較低。

《江蘇省經濟適用住房管理辦法》規定，經濟適用房建設用地采用劃撥方式供應，各地應納入年度土地供應計劃，申報用地時單獨列出、優先供應。對于經濟適用房建設項目，不但免收城市基礎設施配套費等各項行政事業費和政府性基金，而且項目外的基礎設施建設費用也由政府來承擔，經濟適用住房的建設、銷售執行相關稅收優惠政策。信貸支持方面，經濟適用房開發單位可以以在建項目作抵押，向金融機構申請開發貸款，貸款利率按照國家優惠利率執行。

圖1 1996—2010年江蘇省經濟適用房投資完成情況Fig.1 The investment fulfillment of economically affordable housing in Jiangsu between 1996 and 2010

2.2 變量選取及數據處理

影響經濟適用房供給的因素很多，比如政府財政補貼、經濟適用房開發貸款利率、公積金貸款利率等，本文的政策變量只選取財政間接補貼和開發貸款兩個，原因是：（1）經濟適用房的投資主要還是來自開發商，而開發商的相當一部分資金來自于貸款，并且經濟適用房開發貸款可以享受優惠利率。由于各銀行對開發貸款優惠利率的執行標準不一樣，并且利率變化較少，所以本文選取開發貸款為金融變量，而沒有選取貸款利率。對于公積金貸款支持保障房建設，由于是最近幾年才開始試點的，在樣本區間內，政策不具有連續性。（2）由于經濟適用房本質上屬于商品住房，主要是由開發商出資興建的，政府對其直接財政投入相比廉租房和公租房等其他保障房要少，主要是土地出讓金和一些稅費的減免，并且財政直接投入的數據沒有官方統計，所以本文進行了替代。根據《中國房地產統計年鑒》對統計指標的解釋，竣工房屋價值是指報告期內該竣工房屋本身的價值，包括附屬工程的建筑價值，還包含電梯等作為房屋建筑組成部分的設備的購置和安裝費，但是不包括購置土地的費用和城市建設配套投資。那么，用銷售價格減去竣工價值所得的數據，就保留了政府免去的土地出讓費用和城市建設配套費用。

本文分別計算了商品住宅銷售均價與其單位面積竣工價值之差，以及經濟適用房銷售均價與單位面積竣工價值之差，再將前者所得結果減去后者，用以比較相對于普通商品住房，政府在單位面積經濟適用房上的財政補貼，該變量用CZ表示，數據來源于相應年份《中國房地產統計年鑒》和《中國固定資產投資統計年鑒》。金融變量選取江蘇省金融機構經濟適用房開發貸款年平均余額，用DK表示。考慮房地產開發投資的滯后性，當年度的資金投入未必都會在當年形成供給，本文采用當年經濟適用房新開工面積作為因變量，記作XK，數據來源于1998—2011年《江蘇統計年鑒》。為防止可能出現的異方差現象，同時由于對數化處理并不改變時間序列的協整特性，本文對所有變量都取自然對數，分別記作ln XK、ln CZ和ln DK。

2.3 實證分析

2.3.1 平穩性檢驗 從ADF平穩性檢驗結果看，ln XK和ln CZ在1%、5%、10%的顯著水平上都不平穩；ln DK在1%和5%的顯著水平上接受原假設，只有在10%的水平上平穩。經過一階差分后，三個序列都變為平穩序列，即ln XK、ln CZ、ln DK都為I（1）序列，可以進行協整檢驗。

2.3.2 VAR模型 采用Johansen多變量協整檢驗法對上述三個序列進行協整檢驗。根據赤池（Akaike）信息準則（AIC）和施瓦茨準則（Schwartz）準則（SC），結合LR擬然比檢驗，本文選擇建立滯后2期的VAR（2）模型。三個方程的擬合優度分別為R2LNXK=0.702643，R2LNCZ=0.860134，R2LNDK=0.744175，擬合效果較好。同時，模型的整體估計結果也是合理的，6個根都在單位圓內，表明所建立的VAR（2）模型是穩定的，可以進行進一步檢驗和分析。

2.3.3 Johansen協整檢驗 由于ln XK、ln CZ、ln DK都是一階單整序列，因而可以進行協整檢驗。跡統計量檢驗與最大特征值統計量檢驗都表明，在5%的顯著水平上存在一個協整關系，其協整方程估計結果顯示，政府財政支出以及金融機構開發貸款對經濟適用房新開工面積都有正向支持作用。其中，財政支出每增加1%，經濟適用房供給增加0.1764399666個百分點；相比較而言，開發貸款每增加1個百分點，經濟適用房供給面積就增加2.517570307個百分點，作用效果更為明顯。

2.3.4 Granger因果檢驗 表1的檢驗結果顯示，政府財政支出和金融機構開發貸款的增加都會引起經濟適用房供給增加，但反過來則不成立，這也比較符合事實情況；開發貸款不是引起財政支出變化的Granger原因，但財政支出卻是開發貸款變化的Granger原因，這顯示出了政府財政政策的引導作用，即隨著政府的重視和財政支持的加大，金融機構也更愿意配合政府政策意圖，加大對經濟適用房的開發貸款。

2.3.5 建立向量誤差修正模型 在上文建立的VAR（2）模型的基礎上，對ln XK、ln CZ和ln DK建立向量誤差修正模型（VEC），模型結果如表2。

根據輸出結果建立的向量誤差修正模型如下：

式 1中，vecm=ln XK（-1）-0.1764399666×ln CZ（-1）-2.517570307×ln DK（-1）+26.488555。

由模型結果可看出，在短期內，前一期經濟適用房的財政支出增加1%，將引起本期經濟適用房供給增加0.2251%；前一期經濟適用房開發貸款增加1%，本期經濟適用房供給將增加0.8901%。

2.3.6 脈沖響應函數 圖2表明，經濟適用房供給對自身沖擊的響應，在第1期為正并達到最高值，之后快速下降，第2期開始為負響應，第3期達到負響應極值，之后負響應開始減弱，在第4期后緩慢趨于穩定。

經濟適用房供給對財政支出沖擊的響應基本上都為正響應過程。在第1期響應為0，之后開始增大，在第2期達到正響應最大值，之后有所下降，在第3期為負響應并達到極值，之后負響應減弱，第4期回到正響應，從第4期后，均為正響應，并緩慢趨于穩定。

表1 Granger因果關系檢驗Tab.1 Granger causality test

表2 向量誤差修正模型估計結果Tab.2 Results of Vector error correction model

圖2 脈沖響應函數曲線圖Fig.2 Impulse response function curve

經濟適用房供給對開發貸款沖擊的響應均為正響應，在第1期為0，之后開始升高，在第2期達到正響應的最大值，第3期基本不變，從第3期后正響應平穩減小，第5期稍有回落，最終趨于平穩。

2.3.7 方差分解 在方差分解的結果中，財政支出ln CZ的沖擊對經濟適用房供給的貢獻率在第1期為0，第2期最大，達到8%，之后基本保持在8%左右；開發貸款ln DK的沖擊對經濟適用房供給的貢獻率在第1期為0，之后不斷上升，最高達到20%，說明財政支持和開發貸款的沖擊對經濟適用房供給的預測方差都有一定的貢獻，且開發貸款的貢獻更大。

3 研究結論與政策建議

3.1 結論

（1）從協整檢驗來看，經濟適用房的供給與政府的財政補貼以及金融機構開發貸款之間存在協整關系，并且依協整方程可得，經濟適用房供給與財政補貼和開發貸款具有同向變動的趨勢。

（2）財政補貼和金融支持與經濟適用房供給之間存在單向因果關系。同時，政府對經濟適用房的財政補貼會引起金融機構對經濟適用房開發貸款的變化，但反之不成立。

（3）通過脈沖響應函數和方差分解可知，開發貸款支持經濟適用房供給的作用要比財政補貼略強，也即對于兼有保障性住房和商品房屬性的經濟適用房來說，金融政策的支持效應要大于財政政策的支持效應。

3.2 政策建議

（1）合理規劃政府財政支出。首先，要避免經濟適用房的保障對象過于寬泛，保障標準也應根據各地實際情況動態調整；其次，對于經濟適用房應更多地采用金融支持政策，財政政策可以起引導作用，例如可以將財政直接補貼轉為對開發商的貸款貼息。

（2）完善土地出讓金制度。現行土地出讓金制度中，各地政府的土地出讓金是預算外收入，一般不納入財政預算內管理，因而造成使用不透明、難監管。因此，應將土地出讓金全額納入地方財政預算，按收支兩條線來管理，并在其中固定安排一定比例用于經濟適用房等保障房的建設和管理。

（3）完善配套金融措施。發達國家和地區住房保障的成功，有相當一部分原因是他們擁有一套完善的政策性住房金融體系。由于商業性金融機構追求的是盈利性，他們不可能完全按照政府的政策意圖來運作，因此，應建立專門的政策性住房金融機構，負責經濟適用房建設和消費環節的金融服務。

此外，目前制約經濟適用房供給的一大問題是建設資金的來源問題，應當從政策上拓寬經濟適用房融資渠道。例如目前中國住房公積金閑置資金數額已過萬億元，如能利用這些資金發放保障性住房建設貸款，將有利于緩解經濟適用房建設資金缺口，也將提高住房公積金使用效率、實現住房公積金保值增值。此外，保險資金、社保基金等多渠道資金的注入也將使經濟適用房建設資金的供求缺口得到有效緩解。

（References）：

［1］Poh Har Neo,Nai Jia Lee,Seow Eng Ong.Government policies and household mobility behaviour in Singapore［J］.Urban Studies,2003,（13）:2643-2660.

［2］胡敏.保障性住房中地方政府的角色［D］.上海：華東理工大學，2010：21.

［3］李維哲.香港住房保障：不干預原則下的“干預”措施［J］.中國房地信息，2003，（8）：11-12.

［4］龍奮杰，董黎明.經濟適用房政策績效評析［J］.城市問題，2005，（4）：48-51.

［5］汪淑珍.論經濟適用房政策中的政府失靈［J］.北京科技大學學報（社會科學版），2005，（4）：21-24.

［6］張昕鵬.市場的制度性分割與統一［D］.山東：山東大學，2006：7-9.

［7］梁靜.經濟適用房政策失效分析及對策研究［D］.成都：電子科技大學，2010：16-18.

［8］賈春梅，葛揚.對地方政府保障房支出缺口的估計——來自江蘇省的證據［J］.經濟評論，2012，（1）：67-75.