“租购同权”政策对我国大中城市房价的影响研究

鞠方 白怡颖 许依玲

摘 要:根据2014年1月至2019年12月我国35个大中城市的面板数据,运用双重差分模型考量了“租购同权”政策对房价的影响。结果显示:“租购同权”政策不仅能直接有效地抑制试点城市新建商品住房及二手住房房价的增长,还能通过降低房价上涨预期间接平抑房价增长速度,且该政策对不同属性的住房市场及不同建筑面积的住房影响也不同。鉴此,应继续落实“租购同权”政策,大力发展住房租赁市场,增加优质教育资源的供给。

关键词: 房价;租购同权;双重差分

中图分类号:F299.23 文献标识码: A  文章编号:1003-7217(2021)05-0124-08

一、引 言

2017年7月,广州成为率先出台房地产市场租赁新政的试点城市,提出了“租购同权”的概念,主张赋予符合条件的承租人子女享有就近入学等公共服务权益,以保障租购同权,此后国内多地也相继出台了“租购同权”政策的试点方案。

已有文献主要围绕租赁市场现状、租买市场间的关系展开讨论。由于“租购同权”政策的出台时间较晚,数据较少,相关的理论研究充分,而实证研究不足。该政策的实施会对房价产生什么影响?其作用机理是什么?不同属性的住房市场中,政策的影响效果又有何不同?现有文献鲜少对这些问题进行识别和区分。

长期以来,我国住房市场租购结构不合理,重购轻租已成常态,租赁市场发展规模较小,运行秩序规范缺失[1],租赁住房发展和变化的空间集聚趋势越来越强[2]。当前,我国的住房租赁市场存在着环境型工具使用过溢、供给型政策工具结构失衡、需求型政策使用不足、政策支持体系不健全、配套措施不完善等一系列问题[3,4],缺乏统一有序的住房租赁市场给承租人带来了诸多负面影响[5]。

究其原因,一些学者认为住房租赁市场发育滞后,源于民众对购房的强偏好,在租购的经济价值不对等的情况下,房价增值会进一步推升购房需求[6]。此外,租房与购房权利的不对等使承租人无法享受到落户、公共服务等相关资源[7],从而会增强其购房动机,而租赁市场本身的不成熟,也使其难以吸引更多的金融支持[8],由此而导致的有效供给不足又进一步加剧了市场上的租售不平衡[9]。为缓解住房难题、促进住房租赁市场的稳定可持续发展,在宏观层面,有学者主张以住房供给侧结构性改革为主线[10],由政府为住房租赁市场提供必要的服务和管理,增强扶持政策的协同性[11,12],同时,也要注意减小中央政府的监督成本,增大地方政府怠惰发展住房租赁市场的惩罚力度[13];在微观层面,应着重提高承租人的支付能力[14],保证住房市场适当的空置率[15]。

有学者认为房地产市场的租购不平衡现象与居民住房租购方式的选择有着莫大联系。从个体层面讲,消费者租买决策行为受就业状况[16]、婚姻状况[17]、家庭资产状况[18]等多方面因素的影响,这些条件越好,居民越倾向于购房而不是租房;从宏观层面讲,房价收入比通常与购房负相关、与租房正相关[19]、租金收入比越高,居民越倾向于购房而不是租房[20]。此外,租买选择差异也与租买效用差异、住房及其他金融投资增值预期有关[21],有别于西方国家,我国的城市住房房权分布格局还受到户籍制度因素的驱动[22]。

為抑制房价过快增长,促进房地产市场的平稳发展,现有研究提出了一些思考。在大城市中,住房租赁市场与销售市场互为“替代市场”,出租住房可以看作是产权住房的“替代品”[11],在实体经济中,产权市场价格和租赁市场价格为住房市场中相互影响的两个内生变量,租赁市场价格的变化能影响产权市场的价格变动,发展住房租赁市场会影响住房产权市场的价格及销售量,因此,可以通过调控租赁市场的价格间接达到调控住房产权市场价格的目的[23-25]。同时,作为房地产市场的重要构成部分,住房租赁市场存在缺陷往往会导致住房租买选择机制的缺失[26],进而造成房价持续高涨,因此,培育完善的租买选择机制也是解决我国住房市场难点问题的关键一步。实践中,为保障和改善租房者权益,改变居民“重购轻租”的住房消费偏好,缓解购房需求,稳定住房价格,让住房回归居住属性[27],多地政府相继出台了“租购同权”政策试点改革方案,推动“租购并举”住房制度建设进程,改善租房者权益[28],然而学界对政策效果却褒贬不一。

因此,本文基于供求关系和房价预期的视角,探讨了“租购同权”政策对我国大中城市房价的影响机制,并基于双重差分模型检验了政策对不同属性住房市场的影响效果,以期为进一步解决租购市场间发展的不平衡问题、促进我国房地产市场的健康平稳发展做出贡献。

二、影响机制分析

(一)“租购同权”政策通过引导住房供求关系对房价产生直接影响

同市场上其他交易商品的均衡价格一样,我国房地产市场的价格也是由供求关系决定的,“租购同权”政策通过引导住房买卖市场和租赁市场的供需关系,对房价产生影响。

短期来看,“租购同权”政策能增强租房与购房间的可替代性,缩小租、购房者在公共服务资源获取权上的鸿沟,改善我国住房市场长期存在的“租购分隔”的市场结构,因此,在需求侧,“租购同权”政策能够增加住房租赁需求,减少住房购买需求。而在供给侧层面,由于短时间内“租购同权”政策难以影响房地产市场的供给,因此,可认为是供给不变,在此条件下,政策的实施将引起购房需求的减少和租房需求的增加,从而导致房价下降、租金上升。其本质上是通过住房租赁市场来缓解住房买卖市场的需求压力,推动房地产市场内部需求的转换融通,从而平抑高涨的房价。但由于消费惯性的存在,住房消费观念的转变需要长时间的缓慢调整。

长期来看,“租购同权”政策会继续对房地产市场的需求侧产生影响,消费者的租购选择偏好发生转变,租房或成其长期选择,从而导致住房租赁需求进一步增加,购房需求进一步减少。从供给侧看,政策的实行能重新分配住房租赁和住房销售间的利润,从而改变目前房地产市场的投资模式,提高投资者和房地产开发商对住房租赁市场的发展信心、增加其对住房租赁领域的投资开发力度,从而增加租赁房源的供应量。最后,通过缓解住房市场结构性失衡的矛盾,抑制房价过快增长。

(二)“租购同权”政策通过调整消费者和投资者预期对房价产生间接影响

预期是房价变动的重要影响因素[29,30],“租购同权”政策的出台会对房价预期产生影响,从而间接影响房价的变化。

“租购同权”政策的出台,使绑定在住房产权上的公共资源获取权有了松动的趋势,从而使有购房需求的群体对未来形成合理的预期:满足条件的、有购房需求的群体,若能通过“租购同权”政策取得购房才能获得的权益,则会选择租房代替购房,否则会根据自己的实际情况选择购房或观望;在不满足条件的、有购房需求的群体中,需求较迫切者可能会选择当期购房,其他需求者则会根据自己的实际情况选择购房或观望。“租购同权”政策的出台有可能使消费者减少购房需求,增加租房需求,进而使过快增长的房价得以遏制。

此外,“租购同权”政策也能通过影响投资者预期对房价产生作用。房地产市场上的投资者会基于该政策而对未来形成合理预期:有投资意向的投资者对住房销售市场的投资回报下降,风险增加,从而转向投资其他风险回报率更高的项目;已投资房地产的投资者,则会预期该政策将引起租赁需求增加、租金上涨,因此,重视长期回报的投资者会倾向于持有住房,并在合适的时点将房产投入租赁领域,由此导致租赁房源供给增加,间接抑制房价增长;重视短期收益的投资者更倾向于抛售房产,从而导致销售房源供应量增加,并直接引起房价下降。然而,投资者预期主要取决于政府是否明确限制租金上涨,若政府限制租金上涨,则投资者更倾向于抛售房产,否则会继续持有。目前,我国对租金上涨的态度并不明确,投资者预期租金会进一步上涨,因此更倾向于持有房产来获取收益。

三、实证研究

(一)估计方法和变量选取

要研究“租购同权”政策对房价的影响,可以对比该市在“租购同权”政策实施前后房价的变动情况,然而,在“租购同权”政策实施前后,该市房价还有可能受到其他因素的影响,此外,同一时期的其他政策也有可能影响当地房价。因此,需要采取双重差分方法对“租购同权”政策的影响进行科学评估。

2014年1月至2019年12月间,在本文35个大中城市的样本中,有10个城市先后出台了“租购同权”政策的相关文件,分别为北京、沈阳、南京、杭州、合肥、郑州、武汉、广州、深圳、成都,构成了处理组,其余25个城市为天津、石家庄、太原、呼和浩特、大连、长春、哈尔滨、上海、宁波、福州、厦门、南昌、济南、青岛、长沙、南宁、海口、重庆、贵阳、昆明、西安、兰州、西宁、银川、乌鲁木齐,构成控制组(厦门和上海虽是试点城市,但在此期间没有相关政策发布,归入控制组)。用变量Eqright.it表示i城市t时是否实施了“租购同权”政策,政策在该城市实施的当月和此后各月取值为1,否则为0。构造双重差分模型如下:

Y.it=α.0+α.1Eqright.it+α.2X.it+μ.i+λ.t+ε.it(1)

其中,i表示城市,t表示月份,被解释变量Y.it为同比房价指数,包括不同属性、不同面积的房价指数,按属性可分为新建商品住宅与二手住宅,按建筑面积可以划分为90 m2以下、90~144 m2、144 m2以上三个面積类型;X.it代表其他控制变量;μ.i代表个体固定效应;λ.t代表时间固定效应;ε.it是随机扰动项,α.1反映了“租购同权”政策对“房价增长率”的净影响,若政策确实能够抑制房价增长,则α.1的系数应显著为负。

(二)数据和描述性统计

1.数据来源。我国“租购同权”政策出台的时间最早在2017年7月,本文选取了2014年1月至2019年12月我国35个大中城市的面板数据,绝大部分城市“租购同权”政策的实施都处于这段时期内。本文数据来源于国家统计局官网、各市统计局官网、东方财富网、中国房价行情网站及中国人民银行官网,“租购同权”政策已发布的城市、发布日期及具体文件从政府部门网站以及新闻媒体报道中整理得到①。

2.变量选取。为了估量“租购同权”政策对房价的影响效果,同时考虑到内生性问题可能会导致的估计偏误,本文选取同比房价指数作为被解释变量,即以上年同月为基期的房价增长率,包括不同属性、不同面积的房价指数②。核心解释变量为“租购同权”政策的虚拟变量Eqright.it。为了控制其他因素的影响,本文选取了一系列控制变量,包括:城镇居民人均可支配收入(inc),因为收入水平会影响房价;上海证券交易所股票价格指数(stock),因为房产具有消费与投资的双重属性,基于替代效应,资本市场的收益情况对房地产市场的影响至关重要;房价预期hpe,根据理性预期理论,市场是有效的,购房者能够利用充分有效的信息对未来房价作出合理判断,因此本文采用当期的房价增长率表示房价预期;广义货币供给量m.2,因为该指标能够影响社会信贷规模及流动性,进而影响居民的投资及需求;地区生产总值(gdp)。本文使用季度数据,除以3处理为月度数据。变量的含义和描述性统计结果见表1,城镇居民人均可支配收入、上海证券交易所股票价格指数、广义货币供给量和地区生产总值均采用以2014年为基期的定基CPI指数进行平减并取对数的形式。

(三)基本检验

1.单位根检验。为避免伪回归问题,本文采用ADF-fisher方法进行面板单位根检验。原序列中只有房价预期hpe、城镇居民人均可支配收入(inc)、上海证券交易所股票价格指数(stock)、广义货币供给量m.2和地区生产总值(gdp)通过了单位根检验,拒绝存在单位根的原假设,而其他变量的水平值均未通过该检验,这表明它们都存在单位根,但所有经济变量一阶差分的单位根检验的P值均小于0.01,这说明原序列一阶单整且平稳。

2.协整检验。为验证核心解释变量与被解释变量间是否存在长期均衡关系,本文采用Pedroni检验、Westerlund检验和Kao检验等方法检验“租购同权”政策与房价间的协整关系,表2中的结果均拒绝了“不存在协整关系”的原假设,也即一阶单整的时间序列间存在着显著的长期协整关系。

3.平行趋势检验。为使结果更加稳健,本文借鉴Autor(2003)的方法,通过改变“租购同权”政策的实施时间,进行反事实检验。除了“租购同权”这一政策的影响外,房价的下降可能还受到了同一时期其他政策或随机性因素的影响,这些因素可能会导致前文的结论不成立。因此,为排除此种影响,需要考察在“租购同权”政策实行前后试点城市与非试点城市在房价增长率上的变动趋势是否一致,模型设定如下:

Y.it=α.0+∑-4≤k≤5,k≠0β.kEqrightk.it+α.2X.it+μ.i+

λ.t+ε.it(2)

k代表样本城市“租购同权”政策出台前后的月份数,其他变量的含义不变。若该市当月份出台了“租购同权”政策的相关文件③,则k=0(回归中不含k=0);若当月为政策相关文件颁布后的一个月,则k取值为1,以此类推;若当月为政策相关文件颁布前的一个月,则k取值为-1,以此类推。本文假设各地区推行“租购同权”政策的时间提前一至四个月,若此时回歸系数β.k显著为负,则说明当地房价的下降可能源于其他因素,而非受“租购同权”政策的影响;若此时回归系数β.k不显著,则说明当地房价的下降是由“租购同权”政策的冲击引起的。图1和图2反映了“租购同权”政策的实施对新建商品住宅和二手住宅房价增长率的影响④,可以看出,在处理前的4期,每个时期的β.k值均与0无显著差异,说明“租购同权”政策试点城市与非试点城市的房价增长率满足“平行趋势假定”,即“租购同权”政策实行后房价增长率的变化是由“租购同权”政策引起的,满足双重差分模型的平行趋势假设前提。在处理后的5期,每个时期的β.k值均小于0,表明“租购同权”政策施行后的几期仍对当地房价具有抑制作用。

(四)“租购同权”政策的试点效果

表3反映了不同属性的住房实施“租购同权”政策的初步估计结果。第(1)列、第(2)列的被解释变量是新建商品住宅的房价增长率,第(3)列、第(4)列的被解释变量是二手住宅的房价增长率。其中,第(1)列和第(3)列未加入控制变量,第(2)列和第(4)列则加入了控制变量。结果表明,无论是否加入控制变量,“租购同权”政策都对新建商品住宅的房价增长率和二手住宅的房价增长率有显著的负向影响,这说明“租购同权”政策的实施有利于抑制新建

商品住房和二手住宅房价的上涨趋势,且在加入控制变量后,“租购同权”政策的影响效果增强,这可以从两方面进行解释:一方面,“租购同权”政策能够增强租房与购房间的替代性,打破“租购分隔”的市场结构,因此,租、购房者在公共服务资源获取上的差异缩小,消费者的租购选择偏好发生变化,从而导致房价下降;另一方面,“租购同权”政策能够影响住房租、购市场间的利润分配格局,使房地产企业降低商品房开发投资热情,改变原有的“重售轻租”投资模式,投资者对房价的预期下降将带来房价的下降。进一步比较回归结果可知,“租购同权”政策对新建商品住房房价的抑制作用大于其对二手住房房价的抑制作用。

在不同建筑面积的住宅中,“租购同权”政策的效果也有所不同,表4和5分别显示了“租购同权”政策对不同建筑面积的新建商品住宅和二手住房房价的回归结果。结果显示,在新建商品住房中,90~144 m2的中等建筑面积商品房(pmc)的房价受到政策的冲击最大,而90 m2以下的小户型新建商品住房(plc)受到的政策冲击相较小一些。这可以从住房需求的角度来解释,市场上消费者的刚需房以小户型新建商品住房为主,因此,小户型新建商品住房抵抗冲击的能力更强,而144 m2以上的新房(phc)通常更受房地产投资者的青睐,也是消费者改善性住房需求的最佳选择,因此,所受影响相对较小。“租购同权”政策出台后,刺激了居民的租赁住房需求,而90~144 m2的中等面积新建商品住房的需求受到冲击是最容易的。而在二手住房中,90 m2以下的小面积二手住房(pls)受“租购同权”政策的影响最大,这可能是由于90 m2以下的小面积二手住房中包含了大量的学区房,由于“租购同权”政策在一定程度上解决了租房者子女的教育问题,因此,该面积的二手住房的购房需求下降,租房需求上升,房价因此下跌。总的来看,“租购同权”政策对不同建筑面积的新建商品住房和二手住房的影响都十分显著,能够有效调控高涨的房价及高热的房地产买卖市场。

(五)安慰剂检验

为进一步检验结论的可靠性,需要考虑“租购同权”政策实施后实验组和控制组的变化是否源自同期其他政策,而非“租购同权”政策,此外,考虑到由于数据收集所限,可能存在一些目前不可观测的城市层面的特征从而造成估计的偏误,因此,本文试图通过安慰剂检验方法,检验关键变量对被解释变量的影响机制是否具有排他性,可能存在的遗漏的城市非观测特征对估计结果有无干扰。安慰剂检验的关键思路就是虚构实验组或者虚构政策试点时间后重新进行估计,若在随机虚构模型下,估计量的回归结果依然显著,则原模型估计结果很有可能是有偏误的,模型被解释变量的变动很有可能是受到了其他政策改革或者随机性因素的影响。本文根据式(1)计算出Eqright.it系数的估计值.1的表达式如下:

=α.1+γcovEqright.it,ε.it∣Xvar(Eqright.it∣X)(3)

X表示控制变量,若γ=0,说明检验的原模型估计结果不受非观测因素干扰,即.1是无偏的。由于不能直接对γ=0成立与否进行检验,故本文选用一个在理论上不会影响被解释变量Y.it(即α.1=1)的其他变量对Eqright.it进行替代,在此基础上,若能估计出.1的值为零,则γ=0成立。该检验过程使得住房“租购同权”政策对特定城市的冲击变得随机,重复这个随机过程若干次,住房“租购同权”政策的冲击将不再影响被解释变量Y.it,在模型中表现为αrandom.1=0。本文重复了200次随机过程,随机处理估计出的200个random.1的分布如图3所示,系数估计值random.1都集中分布在0的附近,γ=0成立得证,因此,原模型估计结果不受非观测因素的干扰,即原模型的估计结果是稳健的,即政策实施时点之后实验组和控制组的变化的确源自“租购同权”政策。

(六)影响机制检验

为检验“租购同权”政策能否通过降低房价预期来抑制房价增长,本文设定如下模型来检验中介效应是否存在:

pc=α.1+CEqright+∑f.iK.i+μ.1 (4)

hpe=α.2+aEqright+∑f.iK.i+μ.2(5)

ps=α.3+C′Eqright+bhpe+∑f.iK.i+μ.3(6)

因变量选取房价同比增长率(pc)和(ps),自变量选取政策虚拟变量交互项(Eqright),中介变量是房价预期(hpe);控制变量K的含义同式(1)中的X(K不含房价预期)。

中介效应检验结果见表6和表7,由第(1)列可知,“租购同权”政策对房价预期的影响显著为负,具备中介效应检验的条件,而房价预期对房价同比增长率的影响显著为正,表明“租购同权”政策、房价预期与房价增长率之间存在部分中介效应,

即“租购同权”政策不仅能够直接抑制房价增长,还能通过降低房价预期平抑房价增长。这是因为“租购同权”政策能够降低消费者的购房需求、增加其租房需求,同时,打击投机行为、增加投资者对租赁住房的投资,从而降低房价预期。此外,“租购同权”政策也会降低房产开发商的商品房投资热情,房价预期会随着房产商的预期而进一步降低,房价上涨预期的下降会对高涨的房价产生抑制作用。

四、结论和建议

(一)研究结论

将各市“租购同权”政策试点文件的相继出台视作一个准自然实验,利用2014年1月至2019年12月我国35个大中城市的面板数据,通过构建双重差分模型,估计了“租购同权”政策对房价的影响效果。研究发现:首先,“租购同权”政策的实施能直接且显著地抑制试点城市新建商品住房及二手住房房价的增长;其次,“租购同权”政策对新建商品住房房价的抑制作用略大于其对二手住房房价的抑制作用;此外,对不同建筑面积的住房,“租購同权”政策的实施效果存在差异:其中,新建商品住房中90~144 m2的中等面积住房受“租购同权”政策的影响最大,二手住房中90 m2以下的小面积住房受“租购同权”政策的影响最大;最后,中介效应的检验结果表明,“租购同权”政策也会通过降低房价上涨预期间接平抑房价增长速度。

(二)政策建议

根据以上结论和启示,本文提出以下政策建议:第一,继续贯彻落实“租购同权”政策。试点城市的经验表明,“租购同权”政策确实能够有效缓解房价上涨压力,因此,必须继续贯彻和实施,给租房者打下强心剂,为住房租赁市场的长远发展指明方向;第二,继续深入推进户籍制度改革。进一步解除公共服务资源获取权、房屋产权与户籍间的捆绑关系,逐步减小户籍的城乡差异,实现改革成果全民共享;第三,增加基础公共服务资源、尤其是教育资源的供给。教育资源的不均衡和优质教育资源的不充分是政策推行的重大阻碍,因此,要提高优质公共服务资源,尤其是优质教育资源的供给能力以及供给均衡性,最大限度地减少租房者和购房者在子女教育资源上的分配不均。第四,增加租赁房源供应。加快推动住房租赁市场的建设,增加优质租赁房源的供应,同时严厉打击炒房行为,引导公众对房价形成合理预期,改善政策对房价的调控效果。

注释:

① 因篇幅所限,整理的文件未呈现。如有需要,可联系作者。

② 包括新建商品住宅的房价增长率(pc), 90 m2以下(plc)、90-144 m2(pmc)、144 m2以上(phc)的新建商品住房的房价增长率,以及二手住房的房价增长率(ps), 90 m2以下(pls)、90~144 m2(pms)、144 m2以上(phs)的二手住房的房价增长率。

③ 对晚于当月25号出台的城市,将其事件月下延一个月,仅沈阳、杭州。

④ 因篇幅所限,部分平行趋势检验结果省略。如有需要,可联系作者。

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