調控政策對房地產發展影響績效研究

文/曹亞 武漢深業泰然房地產開發有限公司 湖北武漢 430000

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調控政策對房地產發展影響績效研究

文/曹亞 武漢深業泰然房地產開發有限公司 湖北武漢 430000

自2003年以來，房地產價格一路持續走高。中央及地方相繼出臺多項調控政策以抑制房價。然而，房價卻一路走高。是政策失效？還是價格本身理性？基于這兩個問題，本文在回歸地產調控政策的基礎上構建多元線性回歸模型，對2003年和2014年我國26個省市地區截面數據進行比較分析，發現地產調控政策促進了房產業的理性回歸，而房價也是基于人均可支配收入的理性結果。

地產調控政策；影響績效；中國房地產業

近改革開放30多年來，從來沒有哪一個行業像房地產業這樣盛產億萬富翁，各種富豪排行榜上，房地產富豪連年占據半壁江山；“中國十大暴利行業”中，房地產業每年都是“第一名”。是什么造就了這樣的狀況。房地產的問題，在開發商，政府，購房者三者來看，就是一場完完全全的博弈。而這場博弈的焦點則是房價問題。如果說開發商與政府之間的博弈是圍繞“土地”這個關鍵詞，那么整個房地產市場則在價格上開展了新一輪的對峙。先是開發商與購房者在房價漲跌上僵持不下；再有開發商與政府之間的土地成本論；最后則是關于房地產是否歸為暴利行業的爭執，“價格”成了市場關注的焦點。為了控制房地產價格，避免地產過熱影響實體經濟的發展，中央及地方政策自2004年以來連續出臺多種類、多方位、多手段的房地產調控政策，但地產價格依然持續走高。那么，地產調控政策真的沒有發揮作用嗎？地產價格的持續走高，是何種因素導致？本文這兩個問題著手，探討房地產調控政策對地產業的影響效應。

1、地產調控政策回顧

2005年，部分地區投資性和投機性購房增長過快，加上住房供應結構不合理和成本提高等，導致房地產價格過快增長。為了抑制房價的過快增長，“國八條”應運而生。這也是政府首次通過行政手段干預并調控房價。

2006年5月，“國六條”和“國十五條”同時出臺，提出重點發展中低價位、中小套型普通商品住房、經濟適用住房和廉租住房；以及90平米以下住房須占地產項目總面積的70%以上。雖然有專家認為“國六條”強制性和操作性更強，但效果并不顯著，出臺后大部分城市出現觀望期，但隨后房價又報復性上漲。

隨后，2007年9月27日，“9?27房貸新政”出臺，首次對住房消費貸款細則進行大刀闊斧的修改。該政策出臺不久后，全國樓市普遍低迷，房價均有一定幅度的下滑，成交量也呈明顯萎縮。

2008年，為應對全球金融危機，刺激房地產消費，國務院辦公廳12月21日發布支持房地產開發企業應對市場變化的十三條意見，被稱為“國十三條”。該意見頒布后，房地產市場再次得以繁榮和高速發展。

為了抑制房價過快上漲，促使房價理性回歸，并加強保障性住宅的建設，2009年10月24日，國務院常務會出臺“國四條”。該政策事實上延續了“國十三條”的消費刺激政策，穩定了地產開發商的預期，使得住房供給量得到明顯提升。

“國四條”和“國十三條”的頒布，在刺激房地產消費的同時，也助長了房地產投機行為的滋生，地產價格再度飛漲。2010年1月，國務院出臺“國十一條”，嚴格控制二套房貸款政策。4月17日，“新國十條”出臺，對于房價增長過快的地區，停發第三套房以及以上的貸款。自此，該政策正式開啟國家對房地產市場的“調控”大幕。

此后，2011年的“新國八條”，2012年的第三套房禁貸政策，2013年的“新國五條”等都是通過對首套房以外的貸款進行限制，執行以限購、限貸為核心的調控政策，堅決打擊投資投機性購房行為。但是，2014年的“930”房貸新政卻再次為以上政策松綁，地產業再次迎來價格和成交量的高峰。

綜上，房地產調控政策一直在圍繞控制價格和刺激經濟兩個主題進行。在兩大主題博弈過程中，房價一直保持持續走高的態勢。可以初步推斷，房產調控政策對于房價的控制是失敗的。然而，如此簡單的對調控政策的評價顯然是不合理的，我們需要從房價影響因素來全面的評判調控政策的績效。

2、模型構建和指標選取

本文認為，地產價格應該受到建筑成本、供給量以及消費能力等因素的影響。由于地產消費也存在改善住宅的需求，因此也在一定程度上受到當前住宅環境的影響。基于這一邏輯思路，本文通過建筑業總產值作為因變量房價的觀測變量，房屋竣工面積、地產從業人員、勞動生產率作為自變量地產供給量和建筑成本的觀測變量，人均住宅面積作為已有住宅環境的觀測變量，人均可支配收入作為消費者消費能力的觀測變量。

令：

TOV=各地區建筑業總產值（萬元）；

CA=各地區房屋竣工面積（萬平方米）；

PEOP=各地區建筑業企業從業人員（人）；

LP=各地區建筑業勞動生產率（元/人）；

PCHA=各地區人均住宅面積（平方米）；

DIN=各地區人均可支配收入（元）；

并設定并估計多元線性回歸模型為：

通過《中國房地產統計年鑒匯總（1999-2013年）》和《2014年中國房地產統計年鑒》選取26個省市的數據。在Eviews6.0軟件中選擇建立2003年和2014年的截面數據進行比較分析。

3、實證分析

首先選取2014年截面數據進行分析，得到模型的估計結果為：

注：括號中為t統計量

從以上回歸結果可以看出，擬合優度很高，整體效果的F檢驗通過，但有重要變量PEOP、LP、PCHA的t檢驗不顯著，可能存在嚴重的多重共線性。

進行White檢驗, 結果顯示為沒有異方差,DW值為1.868229，沒有自相關.

做多重共線性檢驗,顯示存在多重共線性,如表1所示。

表1 多重共線性檢驗

依 次 對 CA、PEOP、LP、PCHA、DIN進行回歸，發現CA的效果最好。依次加入PEOP、LP、PCHA、DIN進 行 回 歸， 發現此時加入DIN后的效果最好。再依次加入PEOP、LP、PCHA進行回歸，我們發現這幾個變量的加入效果都不好，T檢驗都不充分。因此只保留CA和DIN得出回歸函數為：