住宅非市場(chǎng)化供給的替代效應(yīng)與互補(bǔ)效應(yīng)研究

陳湘州，王芳，宋晨晨

(1.湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭，411201；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海，200433)

一、引言

住房貨幣化分配改革以來(lái)，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。[1]然而，盡管房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷發(fā)展，但人們普遍認(rèn)為，僅憑商品房市場(chǎng)難以面對(duì)不斷增長(zhǎng)的住房剛性需求，也難以有效地解決城鎮(zhèn)中低收入家庭與農(nóng)民工的住房問(wèn)題，因此，需要全面加強(qiáng)住房保障體系的建設(shè)。[2]黨的“十八大”提出要大力加強(qiáng)保障住房供給，滿足人們的住房需求，實(shí)現(xiàn)居有其屋。可以預(yù)見(jiàn)，未來(lái)幾年，這種非市場(chǎng)化的住房供給規(guī)模將不斷增加，市場(chǎng)與非市場(chǎng)力量的相互博弈可能使得我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)更為復(fù)雜，也會(huì)帶來(lái)一系列值得思考的問(wèn)題，如非市場(chǎng)供給是否干擾了正常的市場(chǎng)機(jī)制，是否造成了政策效率的損失，住宅非市場(chǎng)化供給的不斷加大是否有利于商品房市場(chǎng)的良性發(fā)展，市場(chǎng)與非市場(chǎng)手段二者之間是否能和諧共生，等等。基于此，本文首先從微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)最基本的效用理論出發(fā)，構(gòu)建住宅消費(fèi)效用最大化決策模型及其約束條件，從理論上探明住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間的影響機(jī)理；繼而采集相關(guān)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)變系數(shù)模型與誤差修正模型，實(shí)證分析住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間的關(guān)系，為住房保障制度的完善與房地產(chǎn)市場(chǎng)的可持續(xù)發(fā)展提供理論參考。

長(zhǎng)期以來(lái)，住房問(wèn)題就是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)，由于國(guó)外住房市場(chǎng)比較成熟，其研究焦點(diǎn)主要集中在市場(chǎng)化供給的有效性與均衡性方面。較少學(xué)者對(duì)住宅非市場(chǎng)供給有所涉及，如Murray[3]認(rèn)為政府補(bǔ)貼性住房對(duì)私人住房市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，引起補(bǔ)貼政策效率的損失；Sinai和Waldfogel[4]指出，衡量低收入住房補(bǔ)貼政策效果的一個(gè)充分條件應(yīng)該是這些政策是否增加了擁有住房的家庭數(shù)量，而不是僅僅擠出了私人部門(mén)提供的低收入人群的住房消費(fèi)，等等。就國(guó)內(nèi)情況來(lái)看，由于政府加大了對(duì)保障性住房的建設(shè)力度，國(guó)內(nèi)學(xué)者也加強(qiáng)了對(duì)住宅非市場(chǎng)化供給的研究，其中住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)商品房?jī)r(jià)格、商品房供給規(guī)模的影響越來(lái)越受到學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。就住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)商品房?jī)r(jià)格的影響來(lái)說(shuō)，存在三種觀點(diǎn)：①抑制論。部分學(xué)者認(rèn)為住宅非市場(chǎng)化供給在一定程度上對(duì)商品房?jī)r(jià)格產(chǎn)生抑制作用，如王先柱、趙奉軍[5]認(rèn)為保障性住房可以分流住房需求，提供更低價(jià)格的房源，從而抑制商品房?jī)r(jià)格的上漲；王斌、高戈[6]通過(guò)檢驗(yàn)住房保障與房地產(chǎn)價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)適用房的大力建設(shè)會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)上漲產(chǎn)生抑制作用。②短期抑制、長(zhǎng)期促進(jìn)論。有學(xué)者認(rèn)為保障性住房供給的增加在短期內(nèi)可能抑制商品房?jī)r(jià)格的上漲，但在長(zhǎng)期，由于減少了商品房開(kāi)發(fā)的土地供應(yīng)，進(jìn)而使得商品房的供應(yīng)量有所下降，商品房供應(yīng)的減少就會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)再次增長(zhǎng)。如周文興、林新朗[7]認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)適用房投入的初期，經(jīng)濟(jì)適用房對(duì)商品房的價(jià)格起了一定的平抑作用, 但是這種平抑作用是有限的, 長(zhǎng)期內(nèi)反而會(huì)推動(dòng)商品房?jī)r(jià)格的上漲。③無(wú)效論。如茅于軾指出，保障性住房的大力建設(shè)，如經(jīng)濟(jì)適用房、限價(jià)房等的建設(shè)，不但沒(méi)有促進(jìn)房?jī)r(jià)的反而有可能推動(dòng)房?jī)r(jià)的上升。

就住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)商品房供給規(guī)模的影響來(lái)看，國(guó)內(nèi)學(xué)者的觀點(diǎn)也存在分歧，部分學(xué)者認(rèn)為住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給規(guī)模并不是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。如茍興朝[8]通過(guò)對(duì)公共財(cái)政投資與私人投資的相互關(guān)系的分析，考察了保障房與商品房的辯證關(guān)系，認(rèn)為保障性住房的建設(shè)與商品房之間并非是此消彼長(zhǎng)的相互排斥關(guān)系。另一部分學(xué)者則認(rèn)為住宅非市場(chǎng)化的供給改變了住宅市場(chǎng)的供給結(jié)構(gòu)，非市場(chǎng)化供給的增加引起了市場(chǎng)化供給規(guī)模的變化。如張躍松、連宇[9]在分析保障房供給規(guī)模供需變化對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響的過(guò)程中，認(rèn)為保障房的供給規(guī)模會(huì)對(duì)普通商品房的供需產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)適用房的投資會(huì)壓抑商品房的建設(shè)。

可以認(rèn)為，學(xué)者對(duì)住宅市場(chǎng)化與非市場(chǎng)化供給的關(guān)系研究并沒(méi)有得到統(tǒng)一的結(jié)論，且分歧較大。實(shí)際上，從理論上探明住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響，可以為評(píng)價(jià)住房保障政策提供依據(jù)。如住宅非市場(chǎng)化供給存在替代關(guān)系，表明保障房數(shù)量的增加沒(méi)有增加住房供給總量或者是替代了原本由市場(chǎng)解決的需求，保障性住房政策的效率將會(huì)大打折扣，造成政策效率的損失。另外，基于經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)理論我們也可以發(fā)現(xiàn)，住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給在總體上成互補(bǔ)關(guān)系時(shí)，保障性住房的增加可以促進(jìn)商品房市場(chǎng)的發(fā)展；而當(dāng)兩者在總體上成替代關(guān)系時(shí)，則保障性住房的增加將會(huì)抑制商品房市場(chǎng)的發(fā)展。

二、模型建立

人們對(duì)住房的消費(fèi)行為主要取決于永久性收入，而非偶然所得的“暫時(shí)性收入”，因而本文以 Amano和 Wirjanto[10]的兩商品永久收入模型作為理論框架的基礎(chǔ)。在此只考慮住宅非市場(chǎng)化和市場(chǎng)化供給構(gòu)成我國(guó)的住房供給。假設(shè)代表性個(gè)人的目標(biāo)函數(shù)是以一生的住房消費(fèi)預(yù)算約束為條件，最大化住房效用的預(yù)期值，即有：

其中，Bt和St分別代表t時(shí)期實(shí)際的住宅非市場(chǎng)化供給和市場(chǎng)化供給，β為貼現(xiàn)因子。

考慮取對(duì)數(shù)效用函數(shù)為：

設(shè)期內(nèi)效用函數(shù)為：

其中，ft為任意單調(diào)轉(zhuǎn)換函數(shù)，在這一效用函數(shù)中，1/u和 1/α分別表示住宅非市場(chǎng)化供給和市場(chǎng)化供給的期內(nèi)替代彈性；此外假設(shè)是穩(wěn)定序列或I(0)過(guò)程。

以上最大化問(wèn)題的期內(nèi)一階必要條件表明住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給的相對(duì)價(jià)格Pt等同于住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的邊際替代率。

方程(4)可寫(xiě)為：

對(duì)(5)式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)并整理有：

由假設(shè)偏好波動(dòng)是穩(wěn)定過(guò)程下，可得：

本文實(shí)證分析是在(8)式基礎(chǔ)上展開(kāi)的，將其轉(zhuǎn)變?yōu)橐韵掠?jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

與市場(chǎng)化供給的住房?jī)r(jià)格相比，住宅非市場(chǎng)化供給的住房?jī)r(jià)格相對(duì)較低，住宅非市場(chǎng)化供給會(huì)沖擊商品房市場(chǎng)的供給，進(jìn)而分流住房市場(chǎng)需求，而不同地區(qū)又呈現(xiàn)出差異性。因此，假定：如果β2＞0，意味著住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)；如果β2＜0，則意味著住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給產(chǎn)生替代效應(yīng)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量的選擇

我國(guó)住宅非市場(chǎng)化供給雖然包括經(jīng)濟(jì)適用房、廉租房和公共租賃住房的供給，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及當(dāng)期經(jīng)濟(jì)適用房銷(xiāo)售面積能很好地反映住房保障建設(shè)對(duì)商品房市場(chǎng)的影響，本文選取經(jīng)濟(jì)適用房銷(xiāo)售面積代表住宅非市場(chǎng)化供給。同時(shí)，利用商品房銷(xiāo)售價(jià)格與經(jīng)濟(jì)適用房銷(xiāo)售價(jià)格之比表示商品房與經(jīng)濟(jì)適用房之間的相對(duì)價(jià)格。本文選取商品房銷(xiāo)售面積作為因變量，樣本為29個(gè)省、市、自治區(qū)①，時(shí)間區(qū)間為2001—2010年。所有數(shù)據(jù)來(lái)源于2001—2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)與國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心，數(shù)據(jù)處理軟件為EVIEWS6.0。

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

基于面板數(shù)據(jù)模型的單位根檢驗(yàn)，本文分別選擇相同根情形下的 LLC檢驗(yàn)方法和不同根情形下的Fisher-PP、Fisher-ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)商品房銷(xiāo)售面積、商品房與經(jīng)濟(jì)適用房之間的相對(duì)價(jià)格和經(jīng)濟(jì)適用房銷(xiāo)售面積等變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在 1%的顯著性水平下，三個(gè)變量均存在單位根。另外對(duì)三個(gè)變量的原序列進(jìn)行一階平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明所有變量均是一階單整的。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)單位根檢驗(yàn)得到三個(gè)變量的一次差分序列是平穩(wěn)的后，可以運(yùn)用Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)的方法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，除了Panel rho和Group rho未通過(guò)外，其余檢驗(yàn)均通過(guò)，因而商品房銷(xiāo)售面積、商品房與經(jīng)濟(jì)適用房之間的相對(duì)價(jià)格和經(jīng)濟(jì)適用房銷(xiāo)售面積之間存在協(xié)整關(guān)系。

(三)模型估計(jì)結(jié)果及分析

1.模型形式的確定

首先，依據(jù)理論分析中的(9)式，分別建立固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，然后通過(guò)Hausman檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)確定變量間的影響形式。表3的結(jié)果顯示，在Hausman檢驗(yàn)結(jié)果中的chi-sq統(tǒng)計(jì)量為44.747，P值為0.000，表明應(yīng)該拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。同時(shí)，在LR檢驗(yàn)結(jié)果中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量較大以及P值為0.000，明顯地也拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。因此，兩個(gè)檢驗(yàn)均表明應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。

為了進(jìn)一步確定模型形式，分別建立變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型，并且通過(guò)檢驗(yàn)假設(shè) H1和H2進(jìn)行模型形式設(shè)定檢驗(yàn)。如果沒(méi)有拒絕假設(shè)H2，我們可以確定樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型，不必進(jìn)一步檢驗(yàn)；如果拒絕了假設(shè) H2，則需要檢驗(yàn)假設(shè) H1，如果不拒絕假設(shè) H1，就認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之認(rèn)為符合變系數(shù)模型。[11]通過(guò)檢驗(yàn)有F1=3.112，F(xiàn)2=8.822，在給定的5%顯著性水平下，各臨界值為Fa2(84,203)≈1.32，F(xiàn)a1(56,203)≈1.39。由F2＞Fa2拒絕H2的同時(shí)，F(xiàn)1＞Fa1也拒絕H1，因而模型形式設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果為采用變系數(shù)形式。

表1 三變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Hausman和LR 檢驗(yàn)的結(jié)果

綜合以上分析，并根據(jù)模型(9)，我們可以構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)模型(10)，確定的模型形式如下：

其中，i表示模型中包含地區(qū)個(gè)數(shù)，t表示時(shí)間期間。

2.回歸結(jié)果及分析

對(duì)方程(10)進(jìn)行估計(jì)，反映出住房非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的長(zhǎng)期影響，其結(jié)果如表4所示。

如回歸結(jié)果(見(jiàn)表4)所示，在全國(guó)層面上，住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，其長(zhǎng)期平均影響為0.066，即非市場(chǎng)化住宅供給增加1個(gè)百分點(diǎn)，市場(chǎng)化住宅供給增加0.066個(gè)百分點(diǎn)，可以認(rèn)為，住宅非市場(chǎng)化供給有利于市場(chǎng)化供給的提高。在局部層面上，29個(gè)省、市、自治區(qū)中有16個(gè)省市的非市場(chǎng)化供給住宅對(duì)市場(chǎng)化住宅帶來(lái)了互補(bǔ)效應(yīng)。這可能是因?yàn)樵陂L(zhǎng)期，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人民的住房剛性需求不斷增加，即使非市場(chǎng)化供給解決了一部分中低收入人群的住房問(wèn)題，保障房需求與商品房需求的缺口仍較大，因而非市場(chǎng)化供給住宅增加的同時(shí)市場(chǎng)化住宅的供給也會(huì)增加。另外，13個(gè)省市、自治區(qū)顯示出替代效應(yīng)，非市場(chǎng)供給阻礙了市場(chǎng)化供給的發(fā)展。

表4 固定效應(yīng)變系數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果

此外，從表4中我們還可以發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響具有區(qū)域差異性，這與各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及住房保障力度的差異密切相關(guān)。在東部大部分地區(qū)，住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)。除北京、福建、廣東和海南外，其他地方的經(jīng)濟(jì)適用房增加的同時(shí)商品房也隨之減少。這是由于在房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)育比較成熟的地區(qū)，商品房市場(chǎng)的景氣程度較高，房地產(chǎn)投資、投機(jī)作用明顯，房?jī)r(jià)相對(duì)于其他地區(qū)較高。同時(shí)，這些地區(qū)人口流動(dòng)量大，潛在保障房需求量大，中低收入人群會(huì)轉(zhuǎn)向?qū)ΡＵ闲宰》窟M(jìn)行消費(fèi)。因而，在東部地區(qū)加大住宅非市場(chǎng)化供給力度會(huì)對(duì)商品房產(chǎn)生一定的替代效應(yīng)。

在中西部地區(qū)，大多數(shù)省市的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響表現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)，只有安徽、湖北等少數(shù)地區(qū)存在替代效應(yīng)，這些省份住房保障措施不斷完善，如湖北省開(kāi)展共有產(chǎn)權(quán)房建設(shè)、加強(qiáng)棚戶區(qū)改造等，在一定程度上緩解了住房剛性需求。中西部地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間存在著一個(gè)正向的長(zhǎng)期影響。這主要由于中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)，房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展不夠成熟，房?jī)r(jià)的上漲幅度并不是很大，住宅非市場(chǎng)化供給增加不會(huì)引起市場(chǎng)化供給的明顯減少，反而會(huì)促使房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商提供更高質(zhì)量的住房。

(四)誤差修正模型

一般而言，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型通常表達(dá)的是變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是由非均衡的過(guò)程生成，因而構(gòu)建模型時(shí)利用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)接近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程。[11]基于此，本文通過(guò)建立誤差修正模型來(lái)反映這一過(guò)程。通過(guò)估計(jì)模型(10)得到殘差序列，并將殘差序列作為誤差修正項(xiàng)，有：

于是，可以建立以下誤差修正模型：

模型估計(jì)R2=0.911，DW=2.244，模型擬合良好，誤差修正模型結(jié)果如表5所示。

如表5所示，在短期內(nèi)，全國(guó)層面上的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響呈現(xiàn)正向性，平均彈性系數(shù)為0.023，小于長(zhǎng)期的平均彈性系數(shù)0.066。即短期內(nèi)，住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給兩者之間是互補(bǔ)關(guān)系，但效果沒(méi)有長(zhǎng)期明顯。這說(shuō)明，在我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)中，市場(chǎng)供求和結(jié)構(gòu)平衡需要保障性住房和商品房共存，通過(guò)住宅非市場(chǎng)化供給力度的加大，不僅可以改善居民的住房福利，而且可以優(yōu)化房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)又好又快發(fā)展。

表5 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

表5還顯示，在短期內(nèi)，有13個(gè)省的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響方向?yàn)榉捶较颍湎嗷リP(guān)系為替代關(guān)系。但值得注意的是，這個(gè)短期關(guān)系與長(zhǎng)期關(guān)系并不存在一一對(duì)應(yīng)的特點(diǎn)。如江蘇、黑龍江、陜西的短期為互補(bǔ)關(guān)系，長(zhǎng)期為替代關(guān)系，這說(shuō)明這些地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給在短期內(nèi)有利于市場(chǎng)化供給的發(fā)展，但長(zhǎng)期會(huì)阻礙市場(chǎng)化供給的發(fā)展。另外，吉林、山西、安徽地區(qū)短期關(guān)系為替代關(guān)系，長(zhǎng)期為互補(bǔ)關(guān)系，這說(shuō)明這些地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給在短期內(nèi)也會(huì)阻礙市場(chǎng)化供給的發(fā)展，但長(zhǎng)期會(huì)促進(jìn)市場(chǎng)化供給的發(fā)展。由此可見(jiàn)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度的差異，不同地區(qū)住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間的關(guān)系呈現(xiàn)區(qū)域性差異的特征。另外，由于誤差修正項(xiàng)ecm的系數(shù)反映了對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，因而，從整個(gè)誤差修正系統(tǒng)來(lái)看，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)的平均值為?0.614，表明當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以?0.614的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。當(dāng)然，不同的地區(qū)也存在不同的調(diào)整力度。

四、結(jié)語(yǔ)

本文構(gòu)建住宅消費(fèi)效用最大化決策模型，采集我國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)的相關(guān)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出以下主要結(jié)論：

長(zhǎng)期內(nèi)，在全國(guó)層面上，住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間存在一個(gè)互補(bǔ)關(guān)系，其長(zhǎng)期平均影響為0.066，即非市場(chǎng)化住宅供給增加1個(gè)百分點(diǎn)，市場(chǎng)化住宅供給增加0.066個(gè)百分點(diǎn)，可以認(rèn)為，住宅非市場(chǎng)化供給有利于市場(chǎng)化供給的提高。在地區(qū)層面上，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同以及保障性住房建設(shè)程度的不同，各地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響呈現(xiàn)區(qū)域差異性。如東部大部分地區(qū)，住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響主要顯示為替代效應(yīng)，而中西部地區(qū)大多數(shù)省市的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響展現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)。

短期內(nèi)，全國(guó)層面上住宅非市場(chǎng)化供給正向影響市場(chǎng)化供給，其平均彈性系數(shù)是0.023，小于長(zhǎng)期的平均彈性系數(shù)0.066。即短期內(nèi)，住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給兩者之間是互補(bǔ)關(guān)系，但效果沒(méi)有長(zhǎng)期明顯。在局部層面上，有13個(gè)省的住宅非市場(chǎng)化供給對(duì)市場(chǎng)化供給的影響方向?yàn)榉捶较颍湎嗷リP(guān)系為替代關(guān)系。但值得注意的是，這個(gè)短期關(guān)系與長(zhǎng)期關(guān)系并不一一對(duì)應(yīng)，存在一個(gè)動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)換的特點(diǎn)。如江蘇、黑龍江、陜西的短期為互補(bǔ)關(guān)系，長(zhǎng)期為替代關(guān)系，這說(shuō)明這些地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給在短期內(nèi)有利于市場(chǎng)化供給的發(fā)展，但長(zhǎng)期會(huì)阻礙市場(chǎng)化供給的發(fā)展。另外，吉林、山西、安徽地區(qū)短期關(guān)系為替代關(guān)系，長(zhǎng)期為互補(bǔ)關(guān)系，這說(shuō)明這些地區(qū)的住宅非市場(chǎng)化供給在短期內(nèi)會(huì)阻礙市場(chǎng)化供給的發(fā)展，但長(zhǎng)期會(huì)促進(jìn)市場(chǎng)化供給的發(fā)展。

綜合上述分析，我們認(rèn)為：增加住宅非市場(chǎng)化的供給，在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)總體產(chǎn)生的是互補(bǔ)效應(yīng)，并不會(huì)減少商品房的供給。因此，我國(guó)需要進(jìn)一步完善住房保障制度，增加保障性住房的數(shù)量，通過(guò)以公共租賃住房為主的住房保障制度來(lái)解決中低收入人群的住房問(wèn)題。另外，由于各地區(qū)的住宅非市場(chǎng)供給與市場(chǎng)化供給之間的關(guān)系存在差異，因此，國(guó)家在制定與房地產(chǎn)市場(chǎng)相關(guān)的政策時(shí)應(yīng)該考慮這種區(qū)域差異性，盡量不要使用一刀切的政策。對(duì)于存在替代關(guān)系的地區(qū)，其政策重點(diǎn)應(yīng)該放在完善房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控的政策上，規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展；對(duì)于存在互補(bǔ)關(guān)系的地區(qū)，應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)保障性住房的提供。再者，部分地區(qū)住宅非市場(chǎng)化供給與市場(chǎng)化供給之間的關(guān)系存在長(zhǎng)短期的效果差別，因此，在評(píng)估房地產(chǎn)政策效果的時(shí)候應(yīng)該有所預(yù)期。

注釋?zhuān)?/p>

① 由于上海市2010年才開(kāi)始進(jìn)行經(jīng)濟(jì)適用房的試點(diǎn)，以及西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，基于數(shù)據(jù)獲取的考慮故剔除了上海市與西藏自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)。

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