南京惠言達電氣有限公司成立于2019年，座落在南京六合市商圈。9年備件銷(xiāo)售積累，公司主要經(jīng)營(yíng)歐、美等國的閥門(mén)、過(guò)濾設備、編碼器、傳感器、儀器儀表、及各種自動(dòng)化產(chǎn)品，公司全力貫徹“以質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的產(chǎn)品和完善到位的技術(shù)服務(wù)客戶(hù)”的經(jīng)營(yíng)宗旨，服務(wù)于國內的流體控制和自動(dòng)化控制領(lǐng)域。節省了中間環(huán)節的流轉費用，能夠把更優(yōu)惠的價(jià)格提供給用戶(hù)。通過(guò)發(fā)展我司已經(jīng)自動(dòng)化設備和備件供應商，主營(yíng)產(chǎn)品廣泛應用于冶金、造紙、礦山、石化、能源、集裝箱碼頭、汽車(chē)、水利、市政工程及環(huán)保以及各類(lèi)軍事、航空航天、科研等領(lǐng)域。
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不同地區房?jì)r(jià)的影響因素存在差異, 為有效調控房?jì)r(jià), 除了國家實(shí)施統一的政策外, 因地施策也是重要的調控措施。本文利用因子分析法將房?jì)r(jià)影響因素分為四大類(lèi), 即需求、供給、成本、收入, 并引入投機、市場(chǎng)預期因素, 在此基礎上建立面板回歸模型來(lái)分析六大因素對房?jì)r(jià)的影響, 衡量地方監管政策對房?jì)r(jià)的調控效果。研究表明:限貸政策對一、二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)具有抑制效果;限購政策能有效調控一、二、三線(xiàn)城市住宅價(jià)格, 且具有時(shí)滯效應;限價(jià)政策僅對二線(xiàn)城市有效, 對一、三線(xiàn)城市調控效果不顯著(zhù)。研究還發(fā)現:從東、中、西部城市看, 限貸政策對東部具有延遲效應, 需要兩期的傳導時(shí)間;限購政策能抑制東、中、西部房?jì)r(jià)的上漲;限價(jià)政策對中部的調控在第四期才產(chǎn)生效果, 東、西部的限價(jià)政策效果不顯著(zhù)。

　　關(guān)鍵詞：　房地產(chǎn)價(jià)格; 限貸政策; 監管效果; 時(shí)滯效應;

　　一、引言與文獻綜述

　　近年來(lái), 房地產(chǎn)價(jià)格的快速上漲, 促使中央政府和地方政府出臺了許多嚴監管措施, 為典型的監管是限貸、限購和限價(jià)政策。然而, 隨著(zhù)嚴厲的三限政策出臺, 各地房?jì)r(jià)上漲的勢頭并沒(méi)有得到有效遏制, 由此本文提出問(wèn)題:各城市的房?jì)r(jià)變動(dòng)的主要影響因素是什么?地方政府三限調控政策對住房?jì)r(jià)格的監管是否有顯著(zhù)的效果?系統回答上述問(wèn)題為本文的研究動(dòng)機。

　　引發(fā)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的因素有很多, 如收入、銀行信貸、土地價(jià)格、人口數量以及供需等。Favara&Imbs (2015) 認為住房款對房?jì)r(jià)有正向作用, 即在信貸擴張的同時(shí), 房?jì)r(jià)也會(huì )隨之上漲, 且上漲速度會(huì )加快。劉佳等 (2017) 以?xún)让晒?2個(gè)盟市為研究對象, 將12個(gè)盟市劃分為東、中、西三個(gè)區域, 并對三個(gè)區域的房地產(chǎn)價(jià)格影響因素開(kāi)展了差異性研究, 結果表明, 地方GDP對西部房地產(chǎn)價(jià)格的影響大, 其次是中部, 不顯著(zhù)的是東部。黃妍妮等 (2017) 認為土地財政在房地產(chǎn)市場(chǎng)調控中占據了重要地位, 其構建面板聯(lián)立方程模型檢驗了土地財政與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系, 結果顯示, 土地財政與房?jì)r(jià)存在正向的非線(xiàn)性關(guān)系。劉曉莉 (2018) 認為土地價(jià)格、房地產(chǎn)投資過(guò)熱會(huì )導致住宅價(jià)格上漲。郭娜和吳敬 (2016) 認為人口年齡結構的改變是房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的關(guān)鍵因素, 這些學(xué)者從總體上對我國房?jì)r(jià)變動(dòng)原因進(jìn)行了分析, 但很少針對各大中城市房?jì)r(jià)變動(dòng)原因的差異性進(jìn)行研究。

　　目前國家層面應對房?jì)r(jià)快速上漲的措施總體有貨幣政策和財政政策, 而各城市調控房?jì)r(jià)的具體措施有限購、限貸、限價(jià)等。學(xué)者們也從這兩個(gè)角度對房?jì)r(jià)的監管效果開(kāi)展研究。例如:在貨幣政策與財政政策上, Wiley&Sons (2013) 建立動(dòng)態(tài)結構面板模型分析了貨幣政策對房?jì)r(jià)的影響, 其認為貨幣政策對房?jì)r(jià)幾乎沒(méi)有影響;韓克勇和阮素梅 (2017) 將指標法與模型法結合, 研究了貨幣政策與財政政策對房地產(chǎn)價(jià)格的作用, 結果顯示, 貨幣供應量的增加、利率降低以及財政支出增加、土地財政均會(huì )推動(dòng)或導致房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng);Vandenbussche (2015) 檢驗了歐洲中、東以及東南部房?jì)r(jià)調控政策的實(shí)施效果, 結果表明資本充足率、限貸政策以及對外國資本的流動(dòng)性約束對房?jì)r(jià)抑制作用是有效的。還有一些學(xué)者從限購、限貸的視角對房地產(chǎn)價(jià)格的調控效果做了分析。褚超孚和鄭景齡 (2012) 通過(guò)實(shí)證分析, 發(fā)現限購政策要實(shí)施一一年半后, 才會(huì )對房?jì)r(jià)產(chǎn)生抑制效果, 而由于各城市之間的異質(zhì)性, 限購政策在不同城市間的效果也存在明顯差異, 其還表示, 僅依賴(lài)限購政策, 無(wú)法保證房地產(chǎn)市場(chǎng)的穩定發(fā)展。Hilber&Vermeulen (2014) 認為監管約束對房?jì)r(jià)收入彈性有正向影響, 土地的性對房?jì)r(jià)收入彈性的正向作用主要局限于高度城市化地區。黃昕等 (2018) 對熱點(diǎn)城市房?jì)r(jià)進(jìn)行了分析, 結果表明限購限售限貸政策均有滯后效應。劉江濤等 (2013) 認為, 限購政策對當前房?jì)r(jià)存在降低作用, 但長(cháng)期看, 房?jì)r(jià)走勢與限購政策的執行期限、執行力度有關(guān)。如果限購政策在短期內取消, 則取消限購時(shí)市場(chǎng)會(huì )出現房?jì)r(jià)陡然升高。Du&Zhang (2014) 研究了房產(chǎn)稅與限購政策對北京、重慶、上海的影響, 其表示限購政策能降低北京的房?jì)r(jià)增長(cháng)率, 房產(chǎn)稅會(huì )降低重慶的房?jì)r(jià)增長(cháng)率, 而房產(chǎn)稅對上海的房?jì)r(jià)增長(cháng)率沒(méi)有影響。35

　　綜上所述, 很少有學(xué)者研究“三限”政策對35個(gè)大中城市房?jì)r(jià)的調控效果。鑒于此, 本文建立面板回歸模型按兩種分類(lèi)方法將35個(gè)大中城市分為三大類(lèi)研究房?jì)r(jià)影響因素的差異性, 以及限貸、限購、限價(jià)政策對各城市的監管效果, 以期對提出的“因城施策”的調控策略提供參考。本文的貢獻主要體現在:先, 以往文獻都是選取具有代表性變量來(lái)分析變量對房?jì)r(jià)的影響, 這種變量選取方法容易遺漏解釋變量, 導致解釋變量的內生性, 故而為避免過(guò)多解釋變量帶來(lái)多重共線(xiàn)性問(wèn)題, 本文使用因子分析法將房?jì)r(jià)的影響因素分類(lèi)后再引入模型進(jìn)行實(shí)證分析。其次, 聚焦地方政府出臺的三限政策對房?jì)r(jià)的調控效果進(jìn)行實(shí)證研究。再者, 本文在限貸政策中虛擬變量的引用上, 沒(méi)有使用傳統方法, 而是將不同比例分別令其為1～5, 這種方法減少了虛擬變量個(gè)數, 簡(jiǎn)化了模型。

　　二、模型設定與變量選取

　　(一) 模型設定

　　本文著(zhù)重分析各地區收入、住宅供求及成本對各地區房?jì)r(jià)的影響。由于35個(gè)大中城市的收入、房?jì)r(jià)以及房?jì)r(jià)調控政策存在較大差異, 為反映這種地區差異, 衡量房?jì)r(jià)調控政策的監管效果, 本文以35個(gè)大中城市為橫截面單位, 運用因子分析法將房?jì)r(jià)影響因素分類(lèi), 在此基礎上運用面板回歸分析來(lái)研究各因子對房?jì)r(jià)的影響以及調控政策對房?jì)r(jià)的監管效果。具體變量包括:HPit表示i城市t時(shí)期住宅價(jià)格;Incomeit表示各城市收入狀況、Supplyit表示各城市住宅供給;Demandit表示各城市住宅需求;Costit表示各城市住宅成本;LCit表示各城市限貸政策;LPit表示各城市限購政策;PLit表示各城市限價(jià)政策;Indexit表示國房景氣指數;αi表示橫截面異質(zhì)的固定效應。這樣, 模型設定為:

　　(二) 變量選取

　　基于數據可得性, 對于房地產(chǎn)價(jià)格數據, 本文采用的是來(lái)自Wind數據庫和各城市房地產(chǎn)年報的商品住宅價(jià)格的月度數據來(lái)代表35個(gè)大中城市的房地產(chǎn)價(jià)格。同時(shí), 將每個(gè)季度的數據做簡(jiǎn)單算術(shù)平均得到當季數據, 并對住宅價(jià)格的季度數據取對數參與建模分析。研究窗口為2008年一季度～2017年四季度, 共40個(gè)樣本數據。在房地產(chǎn)價(jià)格的影響因素的指標選取上, 本文主要從各城市經(jīng)濟狀況、市場(chǎng)供給、需求、房地產(chǎn)成本、投機和市場(chǎng)預期方面來(lái)選取房地產(chǎn)價(jià)格的影響指標, 選取14個(gè)指標構建35個(gè)大中城市住房?jì)r(jià)格綜合評價(jià)指標。為衡量房地產(chǎn)價(jià)格調控政策的有效性, 本文選取各城市的限購、限貸、限價(jià)政策為變量。

　　1. 經(jīng)濟發(fā)展狀況。

　　采用35個(gè)大中城市的國內生產(chǎn)總值 (GDP) 以及各城市居民可支配收入 (PDI) 的季度數據來(lái)衡量經(jīng)濟發(fā)展狀況, 數據來(lái)自Wind數據庫。

　　2. 市場(chǎng)供給與需求狀況。

　　采用35個(gè)大中城市商品住宅竣工面積 (JG) , 住宅完成投資額 (Invest) 、土地交易數量 (Quantity) 、土地成交面積 (Carea) 、住宅施工面積 (SGarea) 和住宅新開(kāi)工面積 (KGarea) 反映商品住宅的供給現狀, 以及各城市的常住人口數量 (PP) 、住宅銷(xiāo)售額 (Sales) 和住宅銷(xiāo)售面積 (Salesarea) 衡量商品住宅的需求。數據來(lái)自Wind數據庫。

　　3. 房地產(chǎn)成本。

　　選取每單位土地樓面均價(jià) (DJ) 衡量房地產(chǎn)的土地購買(mǎi)成本。數據來(lái)自Wind數據庫。

　　4. 投機、預期因素。

　　引入國房景氣指數 (Index) 度量投機與預期因素。其中, 國房景氣指數是綜合反映房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展景氣狀況的總體指數, 其從土地、資金、開(kāi)發(fā)量、市場(chǎng)需求等角度刻畫(huà)房地產(chǎn)行業(yè)基本運行狀況、波動(dòng)幅度和預測未來(lái)趨勢。因此, 國房景氣指數能很好反映房地產(chǎn)價(jià)格的預期狀況以及市場(chǎng)的投機需求。數據來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)。

　　5. 房地產(chǎn)調控政策。

　　采用各城市二套房付比例和限購政策、限價(jià)政策。本文引入虛擬變量LC代表限貸政策。其中, LC=1～5, 分別表示二套房付比例不低于20%、30%、40%、50%、60%。將實(shí)施限購政策記為“1”, 不實(shí)施限購政策記為“0”, 用虛擬變量LP表示是否實(shí)施限購政策。將實(shí)施限價(jià)政策記為“1”, 不實(shí)施限價(jià)政策記為“0”, 用虛擬變量PL表示是否實(shí)施限價(jià)政策。

　　三、房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

　　(一) 房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的提取方法

　　由于不同指標對35個(gè)大中城市住房?jì)r(jià)格的影響存在差異, 故而為了更清晰地反映35個(gè)大中城市住房?jì)r(jià)格影響因素上的差異, 抓住各地區房?jì)r(jià)的主要影響因素, 本文引入因子分析法抽取房?jì)r(jià)共同影響因子, 并借鑒鄭兵云 (2008) 的方法將多指標面板數據結構轉換為現有軟件能處理的數據類(lèi)型。因子分析結果得到的KMO等于0.813, 大于0.5。此外, Bartlett的球形檢驗的顯著(zhù)性水平為0.000, 表明房?jì)r(jià)影響因素指標之間是相互獨立的假設不成立, 說(shuō)明所選擇的指標之間存在較高的相關(guān)性。因此, 這些指標適合做因子分析。

　　為了能較好反映原有變量的信息, 本文采用主成分法, 根據方差累積貢獻率來(lái)確定公因子個(gè)數, 選取累積貢獻率達到90%以上的各公因子, 從終結果中提取了4個(gè)公共因子, 累積解釋率達到97.1%。本文采用大方差正交旋轉變換, 使各變量在某個(gè)因子上產(chǎn)生高載荷值, 在其余因子上產(chǎn)生較低載荷值。旋轉因子載荷矩陣結果如表1所示。其中:因子1在lnPP (人口數量) 、lnSales (住宅銷(xiāo)售額) 、lnSalesarea (住宅銷(xiāo)售面積) 3個(gè)變量的載荷值較大, 這三個(gè)指標都反映了商品住宅的需求狀況, 故將其命名為需求因子;因子2在lnJG (住宅竣工面積) 、lnInvest (住宅完成投資額) 、Quantity (土地交易數量) 、Carea (土地成交面積) 、SGarea (住宅施工面積) 、KGarea (住宅新開(kāi)工面積) 上的載荷值很大, 在其他變量上的值都很小, 這個(gè)變量反映了城市商品住宅的供給, 故將其命名為供給因子;因子3在lnDJ (土地價(jià)格) 上的載荷值很大, 故將其命名為成本因子;因子4在lnGDP (地區生產(chǎn)總值) 、lnPDI (居民人均可支配收入) 上的載荷值很大, 這兩個(gè)指標是反映城市經(jīng)濟發(fā)展狀況的主要變量, 故將該因子命名為收入因子。

　　表1 旋轉因子載荷矩陣

　　(二) 實(shí)證結果分析

　　為分析35個(gè)大中城市房?jì)r(jià)影響因素的差異性以及監管政策對35個(gè)大中城市房?jì)r(jià)調控效果, 本文用兩種分類(lèi)方式將35個(gè)大中城市劃分為三類(lèi), 分類(lèi)結果如表2所示, 并據此分別對三類(lèi)城市進(jìn)行面板數據回歸分析。

　　表2 35個(gè)大中城市分類(lèi)

　　表3 固定效應實(shí)證結果

　　注:*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著(zhù), 括號內數值為相應的標準誤。下同。

　　固定效應實(shí)證結果 (表3) 表明:一, 一、二、三線(xiàn)城市住宅需求的系數均為正, 且系數值顯著(zhù), 表明一、二、三線(xiàn)城市市場(chǎng)需求對商品住宅價(jià)格有顯著(zhù)的正效應, 市場(chǎng)需求會(huì )推動(dòng)住宅價(jià)格上漲。其中, 二線(xiàn)城市需求系數值大于1, 說(shuō)明二線(xiàn)城市住宅價(jià)格受需求的影響較大, 二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)相對一、三線(xiàn)城市來(lái)說(shuō), 其對需求較敏感。第二, 一、二、三線(xiàn)城市住宅供給的系數值均為負, 且P值小于5%, 表明市場(chǎng)上房地產(chǎn)供給可以適當降低商品住宅價(jià)格。第三, 一、二、三線(xiàn)城市住宅成本的系數均為負, 二、三線(xiàn)城市成本系數在1%的水平上顯著(zhù), 而一線(xiàn)城市系數不顯著(zhù), 表明住宅成本對二、三線(xiàn)城市的房?jì)r(jià)具有推動(dòng)作用, 成本對一線(xiàn)城市房?jì)r(jià)的影響不顯著(zhù)。第四, 一線(xiàn)城市收入的系數為正, 且P值小于0.01, 表明收入對住宅價(jià)格有正效應, 二、三城市的收入系數值為負, 僅二線(xiàn)城市在1%的水平下顯著(zhù), 表明收入對二線(xiàn)城市住宅價(jià)格有負效應。第五, 一、二、三線(xiàn)城市投機、預期因素的系數值均為正, 且在1%的水平上顯著(zhù), 表明市場(chǎng)投機需求與預期會(huì )推動(dòng)各城市住宅價(jià)格上漲。第六, 一線(xiàn)城市限貸政策滯后一期的系數為負, 且在10%的水平上顯著(zhù), 但系數值很小, 說(shuō)明限貸政策具有延遲效應, 其對住宅價(jià)格有輕微的抑制作用;二線(xiàn)城市的限貸政策滯后二期的系數值為負, 系數值相對一線(xiàn)城市較大, 說(shuō)明限貸政策對二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)具有時(shí)滯效應, 限貸政策的效果需要經(jīng)過(guò)兩期才實(shí)現傳導, 其對二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)的上揚有一定的抑制效果;三線(xiàn)城市限貸政策系數值均不顯著(zhù), 表明限貸政策對三線(xiàn)城市的房?jì)r(jià)調控沒(méi)有顯著(zhù)效果。第七, 一線(xiàn)城市限購政策當期以及滯后一期的系數值均為負, 且滯后一期的系數值顯著(zhù)大于當期的系數值, 表明一線(xiàn)城市限購政策在政策實(shí)施后的第二期效果更佳;二線(xiàn)城市限購政策滯后一期的系數為負, 且P值小于0.01, 表明限購政策對二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)的實(shí)施效果需要有一期的傳導時(shí)間;三線(xiàn)城市限購政策滯后二期的系數值為負, 且在1%的水平上顯著(zhù), 說(shuō)明限購政策的實(shí)施要在第二期才對房?jì)r(jià)起到抑制作用。第八, 一線(xiàn)城市限價(jià)政策的系數值均不顯著(zhù);二線(xiàn)城市限價(jià)政策滯后三期的系數值為負, 且在10%的水平上顯著(zhù), 表明限價(jià)政策對二線(xiàn)城市住宅價(jià)格有滯后效應;三線(xiàn)城市限價(jià)政策滯后一期的系數值為負, 但不顯著(zhù), 表明限價(jià)政策僅對二線(xiàn)城市房?jì)r(jià)有顯著(zhù)調控效果, 對一三線(xiàn)城市房?jì)r(jià)調控效果不明顯。

　　固定效應實(shí)證結果 (表4) 表明:一, 東、中、西部住宅需求的系數均為正且在1%的水平上顯著(zhù), 表明東、中、西部市場(chǎng)需求均對商品住宅價(jià)格有顯著(zhù)的正效應。其中, 東部需求系數值大, 即住宅需求對商品住宅價(jià)格上漲的推動(dòng)較大。第二, 東、中、西部住宅供給的系數值均為負, 且系數值均在1%的水平上顯著(zhù), 表明市場(chǎng)上房地產(chǎn)供給可以適當降低商品住宅價(jià)格, 東部的供給系數值較大, 表明市場(chǎng)供給的增加對東部城市房?jì)r(jià)降低作用更顯著(zhù)。第三, 東、中、西部住宅成本的系數均為正, 且P值小于1%。其中, 中部系數值大, 東部次之, 西部小, 說(shuō)明成本的增加會(huì )推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲, 中部成本的增加對房?jì)r(jià)的推動(dòng)作用更大。第四, 東、中、西部收入的系數均小于0, 且P值遠大于10%, 表明東、中、西部收入對住宅價(jià)格負效應不顯著(zhù), 東、中、西部經(jīng)濟水平的發(fā)展對房?jì)r(jià)的抑制作用不顯著(zhù)。第五, 市場(chǎng)投機需求與預期對東中西部城市房?jì)r(jià)均起著(zhù)推動(dòng)作用。第六, 東部限貸政策滯后二期的系數值為負, 且P值小于0.01, 說(shuō)明限貸政策對東、中部城市住宅價(jià)格起到了抑制作用, 只是政策效果需要二期的時(shí)間傳導;中、西部限貸政策在滯后三期系數值為負, 但均未通過(guò)10%的顯著(zhù)水平, 表明限貸政策對中、西部調控效果不顯著(zhù)。第七, 東、中、西部限購政策均在滯后一期的系數為負, 且在5%的水平下顯著(zhù), 表明限購政策對東、中、西部商品住宅價(jià)格有降低作用且具有時(shí)滯效應, 其效果需要一期的時(shí)間傳導。第八, 東、西部限價(jià)政策效果不顯著(zhù), 而中部限價(jià)政策滯后三期的系數值為負, 且系數值顯著(zhù), 說(shuō)明限價(jià)政策對中部城市住宅價(jià)格起到了調控作用。

　　表4 固定效應實(shí)證結果

　　(三) 穩健性檢驗

　　為了進(jìn)一步檢驗前文中實(shí)證結果的可靠性, 本文以住宅價(jià)格 (HP) 為被解釋變量, 對回歸結果進(jìn)行穩健性檢驗, 結果如表5所示。

　　表5 穩健性檢驗結果

　　注:*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著(zhù)。

　　結果顯示:一、二、三線(xiàn)城市穩健性檢驗結果與前文實(shí)證結果基本一致。一、二、三線(xiàn)城市的住宅銷(xiāo)售面積與住房?jì)r(jià)格的相關(guān)系數均為正, 驗證了大中城市市場(chǎng)需求與住房?jì)r(jià)格的正相關(guān)關(guān)系, 表明35個(gè)大中城市的住宅需求會(huì )促使住宅價(jià)格上漲。一、二、三線(xiàn)城市竣工面積與住房?jì)r(jià)格的系數值均為負, 驗證了市場(chǎng)供給與住宅價(jià)格負相關(guān)的關(guān)系。三類(lèi)城市的土地價(jià)格與住房?jì)r(jià)格的相關(guān)系數均為正, 而一線(xiàn)城市的系數值不顯著(zhù), 表明一線(xiàn)城市的成本與住宅價(jià)格的關(guān)系在統計上不顯著(zhù), 二、三線(xiàn)城市成本對住宅價(jià)格有推動(dòng)作用。一線(xiàn)城市居民可支配收入與住房?jì)r(jià)格的相關(guān)系數為1.19, 且在1%的水平上顯著(zhù), 驗證了一線(xiàn)城市收入與住房?jì)r(jià)格的正相關(guān)關(guān)系, 表明一線(xiàn)城市收入水平提高的同時(shí), 住房?jì)r(jià)格也隨之上漲。二、三線(xiàn)城市GDP的系數值均為負, 驗證了二、三線(xiàn)城市收入與房?jì)r(jià)負相關(guān)關(guān)系, 表明二、三線(xiàn)城市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高可以降低住宅價(jià)格, 對住宅價(jià)格上漲趨勢有一定抑制作用。一、二、三線(xiàn)城市市場(chǎng)預期與投機的系數值均為正, 這與前文的市場(chǎng)投機預期因素會(huì )推動(dòng)房?jì)r(jià)上漲的結論相一致。一線(xiàn)城市限貸政策滯后一期的相關(guān)系數為-0.058, 且在5%的水平上顯著(zhù), 驗證了一線(xiàn)城市限貸政策的實(shí)施一定程度上會(huì )抑制住宅價(jià)格的上漲。二線(xiàn)城市的限貸政策具有滯后效應, 驗證了二線(xiàn)城市限貸政策對住宅價(jià)格有調控效果, 三線(xiàn)城市限貸政策效果不顯著(zhù), 這與前文結論相符。35個(gè)大中城市的限購政策均有滯后效應, 驗證了一、二、三線(xiàn)城市限貸政策對房?jì)r(jià)調控具有延遲效應。二線(xiàn)城市限價(jià)政策具有時(shí)滯效應, 而一、三線(xiàn)城市限價(jià)政策的調控效果不顯著(zhù), 驗證了上文結論。

　　東、中、西部城市實(shí)證結果具有穩健性。東、中、西城市的住宅銷(xiāo)售面積與住房?jì)r(jià)格的相關(guān)系數均為正, 驗證了大中城市市場(chǎng)需求與住房?jì)r(jià)格的正相關(guān)關(guān)系, 表明35個(gè)大中城市的住宅需求會(huì )促使住宅價(jià)格上漲。東、中、西城市竣工面積與住房?jì)r(jià)格的系數值均為負, 且在1%的水平上顯著(zhù), 驗證了市場(chǎng)供給與住宅價(jià)格負相關(guān)的關(guān)系, 且供給對住宅價(jià)格的作用在東部城市顯著(zhù)。三類(lèi)城市的土地價(jià)格與住房?jì)r(jià)格的相關(guān)系數均為正, 且在1%的水平下顯著(zhù), 表明東、中、西部城市成本對住宅價(jià)格的影響微弱, 驗證了實(shí)證結果。東部城市可支配收入系數值為正, 驗證了收入的增加會(huì )推動(dòng)東部城市房?jì)r(jià)上揚, 中、西部城市可支配收入系數值為負, 表明中、西部收入的增加可以適當的抑制住宅價(jià)格, 這與前文結果相符。東、中、西部的市場(chǎng)投機、預期系數值均大于零且顯著(zhù), 驗證了市場(chǎng)預期會(huì )推動(dòng)住宅價(jià)格上漲。東、中、西部城市限貸政策的實(shí)施效果均需一定的傳導時(shí)間, 驗證了東、中、西部城市限貸政策的實(shí)施一定程度上會(huì )抑制住宅價(jià)格上漲。東、中、西部城市的限購政策滯后一期的系數值均為負, 說(shuō)明政策實(shí)施需要一段時(shí)間才能起效, 這與前文結論一致。東、中、西部限價(jià)政策系數值不顯著(zhù), 驗證了前文結果。

　　四、研究與政策建議

　　(一) 研究結論

　　本文研究發(fā)現:從一、二、三線(xiàn)城市看, 一, 一線(xiàn)城市的收入、住宅需求、市場(chǎng)投機、預期會(huì )推動(dòng)一線(xiàn)城市住宅價(jià)格上漲, 而市場(chǎng)住宅供給可以抑制一線(xiàn)城市住宅價(jià)格上漲, 成本對一線(xiàn)城市房?jì)r(jià)推動(dòng)作用不顯著(zhù), 并且一線(xiàn)城市價(jià)格上漲的主推力是住宅需求, 而抑制該類(lèi)城市住宅價(jià)格的主力軍是市場(chǎng)住宅供給;三限政策中, 限貸、限購政策達到了降低房?jì)r(jià)的政策效果, 且限購政策的對房?jì)r(jià)的影響較大, 而限價(jià)政策的調控效果不顯著(zhù)。第二, 二線(xiàn)城市的住宅需求、成本、市場(chǎng)投機、預期對二線(xiàn)城市住宅價(jià)格有著(zhù)推動(dòng)作用, 而二線(xiàn)城市的收入狀況 (經(jīng)濟發(fā)展狀況) 、市場(chǎng)住宅供給可以抑制二線(xiàn)城市住宅價(jià)格上漲;限貸、限購、限價(jià)政策的政策效果具有延遲效應。第三, 三線(xiàn)城市住宅需求、成本、市場(chǎng)預期、投機因素會(huì )推動(dòng)一線(xiàn)城市住宅價(jià)格上漲, 而市場(chǎng)收入、住宅供給可以抑制三線(xiàn)城市住宅價(jià)格上漲;三限政策中, 限購政策均具有時(shí)滯效應, 限貸與限價(jià)政策對三線(xiàn)城市房?jì)r(jià)的調控效果與預期有差異。

　　從東、中、西部城市看, 一, 東部城市的收入、住宅需求、成本、市場(chǎng)投機、預期會(huì )推動(dòng)東部城市住宅價(jià)格上漲, 而市場(chǎng)住宅供給可以抑制東部城市住宅價(jià)格上漲, 東部城市價(jià)格上漲的主推力是住宅需求, 而抑制該類(lèi)城市住宅價(jià)格的主力軍是市場(chǎng)住宅供給;三限政策中, 限貸、限購政策達到了降低房?jì)r(jià)的政策效果。第二, 中部城市的住宅需求、成本、市場(chǎng)預期會(huì )推動(dòng)住宅價(jià)格上漲, 而市場(chǎng)住宅供給、收入可以抑制中部城市住宅價(jià)格上漲, 需求的系數值大于供給的系數值;三限政策中, 限購、限價(jià)政策達到了降低房?jì)r(jià)的政策效果, 且均具有時(shí)滯效應。第三, 西部城市的住宅需求、成本、市場(chǎng)預期與投機因素會(huì )推動(dòng)西部城市住宅價(jià)格上漲, 而市場(chǎng)住宅供給、收入可以抑制西部城市住宅價(jià)格上漲;“三限”政策中, 限購政策對房?jì)r(jià)調控有效。

　　(二) 政策建議

　　對于一、二、三線(xiàn)城市來(lái)說(shuō), 需合理引導一線(xiàn)城市住房的投資性需求, 完善土地供給機制并優(yōu)化土地財政, 限貸、限購政策可以繼續實(shí)施, 可以考慮取消抑制需求的行政調控措施 (限價(jià)政策) 。其中, 二線(xiàn)城市需要實(shí)施長(cháng)期、穩定且連續的限貸、限購政策, 但二線(xiàn)城市的經(jīng)濟發(fā)展水平提高、供給增加可以降低房地產(chǎn)價(jià)格, 故而為保持住房?jì)r(jià)格在合理的區間波動(dòng), 不僅應改變以抑制住房需求為主的調控方式, 還應改善住房供給, 加快二線(xiàn)城市經(jīng)濟發(fā)展速度, 并正確引導人們的投資觀(guān)念, 緩解住房有效供給不足現象。三線(xiàn)城市的住宅需求是住宅價(jià)格上漲的主要推手, 而供給和收入水平會(huì )降低房?jì)r(jià), 故而限購政策長(cháng)期是有效的, 短期對房?jì)r(jià)的影響不顯著(zhù), 應延長(cháng)限購政策執行時(shí)間, 而限貸、限價(jià)政策效果不顯著(zhù), 可以適當取消限價(jià)政策。實(shí)證結果表明經(jīng)濟發(fā)展水平在一定程度上能控制房?jì)r(jià)過(guò)快上漲, 故而需大力發(fā)展三線(xiàn)城市的經(jīng)濟, 使住房?jì)r(jià)格與經(jīng)濟發(fā)展水平同步上漲, 使人們的收入與住房需求對等, 從而推動(dòng)住房市場(chǎng)穩健運行。

　　對于東、中、西部城市來(lái)說(shuō), 需合理引導住房需求, 改善住房供給, 增加居民的投資渠道, 抑制住房市場(chǎng)的投機性需求。同時(shí), 還應完善土地供給機制, 優(yōu)化土地財政, 推進(jìn)財政體系改革, 使地方政府不再過(guò)度依賴(lài)土地財政, 降低地價(jià), 進(jìn)而降低房?jì)r(jià)。中、西部城市的收入增加一定程度上會(huì )抑制房地產(chǎn)價(jià)格, 應加快經(jīng)濟發(fā)展速度。而東部收入的增加會(huì )推動(dòng)房?jì)r(jià)上漲, 可能是因為人們收入水平提高刺激了住房需求。三限政策中, 限貸政策在東部城市可以繼續實(shí)施, 限購在東中西部需要長(cháng)期實(shí)施, 而東、西部可以考慮取消限價(jià)政策, 轉而采取更加市場(chǎng)化的調控措施來(lái)抑制房?jì)r(jià)的上漲。