我国廉租房租金补贴价格形成机制实证分析

1、我国廉租房租金补贴价格形成机制实证分析2013/09 总第437期商业研究commercial research 文章编号1001-148x(2013) 09 -0211-06 我森租房租会科赂价传形成机喇实证令祈张月玲(福州大学管理学院，福州350108 ) 摘要:本文采用实证对比分析方法，选取国内18个大中城市20至2009年面板数据建立廉租房租金补贴定价模型和租金补贴价格形成模型。研究表明:在长期均衡关系中，地区经济发展水平对租金补贴标准的边际影响系数最大，其次是存量房价格和增量房成本的影响，政府边际补贴支出倾向相对较小;在短期内，住房面积和住房成本的波动对补贴标准变动的影响居于首位。可

2、见，我国廉租房租金补贴标准基本受制于住房市场面积、价格和成本影响，并没有发挥出救济性住房的保障职能。关键词:廉租住房;租金补贴定价模型;租金补贴价格形成机制;平衡面板计量中图分类号f293.3文献标识码b房配租标准制定过程中存在的问题与不足，为地一、引言方政府根据经济社会发展实际设置适宜的配租标自1998年我国提出廉租住房建设以来，至今准提供一定的参考。已有十几年的实践经验。各地廉租住房制度实施二、指标及计量模型选择效果如何?保障水平与当地的经济发展水平是否适应?地方政府应如何将有限资源进行合理配置?(一)利用主成分分析法筛选主要影响因素一系列问题引起各界广泛关注。廉租房租金补贴标准的实质是住

3、房使用价值的国外对公共住房问题的研究起步较早，已经体现，故其形成机制同样应遵循价格理论。在基本形成较为完善的理论基础。但由于制度及国情不价格理论中，马歇尔的均衡价格理论将供求函数、同，消费观念差异，国内学者的研究主要利用国生产费用和边际效用融为一体，供给和需求相等时外相关理论，基于社会保障制度健全与发展的视就决定了均衡价格。根据均衡价格理论，不管是从角，关注住房保障政策的国际比较与经验借鉴，效用最大化出发的代表性个人模型，还是从市场供以及对制度实施过程中具体规则的研究和评价。需均衡出发的存量-流量模型，都可归纳为住房价其中，在廉租房保障制度的影响因素方面，各学格和相关经济指标之间关系的缩约模型

4、:者出于不同的研究目的和视角提出了各有差异的ph =p (inc, pop, p c, l (ph ), z) (1 ) 影响因素，总体上经历了从可观测的宏观经济影其中，p一一商品房购买价格nc-可支h响因素到引入经济个体行为偏好及经济社会环境配收入pop-人口p-建造成本lc等不可观测影响因素的逐步完善过程。目前，由(p)一滞后算子;z一一其它外生变量。h于相关数据收集的难度，对廉租房租金定价模型本文也使用这种缩约模型，对我国廉租房租及对租金补贴价格模型的实证研究还很不够。本金补贴标准的价格形成机制进行实证分析。文选择从廉租房租金补贴价格形成机制的角度切当然，廉租房是一种保障性政策住房，影响

5、人，收集18个城市2001-2009年面板数据，首先其价格形成的因素与商品房价格的影响因素有所利用主成分分析筛选出主要影响因素，其次通过不同。参照我国廉租住房保障办法>每平方米对租金补贴价格机制形成过程的分析，建立反映租赁住房补贴标准由市、县人民政府根据当地经长期均衡和短期波动两个模型，颤别并发现廉租济发展水平、市场平均租金、城市低收入住房困收稿日期:2013 -03-11 作者简介:张月玲(1969-)，女，河北沧州人，福州大学管理学院博士研究生，研究方向:技术进步与经济增长。 212 . 商业研究2013/09 难家庭的经济承受能力等因素确定。;结合数据可交易价格指数。环境因

6、素包括地区人均gdp、城获得性，将租金补贴标准的影响因素分为需求、镇居民人均居住面积、房屋租赁价格指数。然后供给和环境因素三大类。以18城市2007年相关数据做主成分分析，按主成初选需求因素有城镇居民人均可支配收入、分个数提取原则，从提取的主成分中选择规格化特人均消费支出、城镇居民户籍人口数和最低生活征向量大的变量。筛选出六个指标作为租金补贴标保障人数。供给因素主要是地方财政收入和土地准的主要影响因素。主要变量的选择描述见表10表1主要变量选择描述解释变量代理变量变量符号变量说明供给因素地方财政收入czh 廉租房建设资金主要来源于地方财政预算作为财政预算外收入，<办法规定土地出让

7、净收土地出让净收益土地交易价格指数tud 益的一定比例作为廉租房建设资金需求因素表征低收入家庭货币支付能力，但需注意收入上的低收入家庭财富城镇居民人均可支配收入zhp 马大效应环境因素人均住房面积mj 度量居民整体住房改善对租金补贴标准的影响人均生产总值gdpl 度量地区经济发展水平对租金补贴标准的影口内样本期间内，我国廉租房实行只租不售的管理方市场租赁价格房屋租赁价格指数zul 式，租金补贴应和当期市场租金同步变化地区生产总值、地方财政收入、城镇居民人修正模型，其形式为:均可支配收入、城镇居民人均居住面积、租金补a瓦=b+三b，l1x;+p1l1yit-l +pzecm_+u o it1 贴

8、标准出自城市统计年鉴、各城市历年国民经(3) 济和社会发展统计公报以及各城市门户网站。其其中ecmit就是通过协整检验后的(2)式中的中，地区生产总值除城市常住人口数而换算为地非均衡误差项smaecmm为误差修正项，且是修区人均生产总值。土地交易价格指数和房屋租赁正系数，表示误差修正项对l1y的修正速度加为随itu价格指数出自中国统计年鉴>，且已换算为以机误差项。21年为1的指数。三、租金补贴价格形成机制分析(二)计量模型选择利用各地廉租房租金补贴价格及其影响因素(一)长期均衡分析的散点图分析，可知租金补贴价格和各影响因素面板数据模型有三种基本类型，即1昆合数据间的关系大致呈线性

9、关系，故此，采用线性动态回归模型、固定效应模型和随机效应模型。由于面板数据模型拟合廉租房租金补贴价格。面板数据的二维特征，如果模型设定不正确，将具体地，廉租房租金补贴回归模型形式为:造成估计结果与真实经济现实的偏差。为此，采xyu=a+zll'k脑+1;=1山-1+， + 8; (2) 用构建于f统计量基础上的协方差检验来判断是选用混合模型还是固定效应模型;如果是固定效= 1，2，18为18个城市，t= 21，29 为样本期间;y为租金补贴价格川为租金补贴影响应模型，再利用豪斯曼检验法判定个体影响是固因素，k为解释变量个数，l为滞后阶数，l>，为城市特定影响还是

10、随机影响。检验结果表明应该建立变定效应，8为随机误差项。如果(2)式能通过协整检截距个体固定效应模型。验，则表明租金补贴价格及其影响因素间存在长期1.租金补贴定价模型与价格形成模型。在制定租金补贴标准时，地方政府要参考上年人均生均衡关系。为了进一步分析短期波动对长期均衡形成的产总值、上年人均可支配收入以及当年地方财政影响，在已经得到的租金补贴价格及其影响因素长收入、当期土地出让净收益、当期房屋市场平均租赁价格和当期人均居住面积。首先利用相关数期均衡关系的基础上，采用e-g两步法建立误差 213 总第437期张月玲:我国廉租房租金补贴价格形成机制实证分析据来拟合地方政府租金补贴标准的制定过程，由

11、免地存在着异质性的影响因素，如区域资源禀赋此得到租金补贴的估计值模型称为租金补贴定价和经济社会环境差异，政府重视程度、居民住房模型;然后，通过调整影响因素的滞后时期数来消费偏好等等，这些因素的影响往往具有一定的拟合租金补贴价格的形成过程，由此得到的模型持续性，故采用线性动态面板数据模型，在模型称为租金补贴价格形成模型。中加入ar项克服自相关。考虑到中央政府廉租住房制度颁布对各城市回归结果见表2。模型为租金补贴定价模影响具同步性，且数据为短面板数据，时期效应型，模型为租金补贴价格形成模型。其中，模变化不大，可采用截面特定效应的线性回归模型。型、和依次列示对租金补贴定价模型中统同时，各城市在制定补

12、贴标准的过程中，不可避计不显著因素的影响进行调整的过程。表2面板数据模型广义最小二乘回归结果解释变量模型模型模型模型模型c 7.2671 3.3030 17.2680 23.2795 18.4731 (4.8凶5)* (5.5866) (4.0197)* (6.39) (6.7520) * * * gdp1 ( -1) 0.4272 0.65 0.6493 0.7243 0.5972 (0.2577)咖串(0.2378) *事.(0.2406) .申*(0.1799)事* (0.1424); czh 0.09 0.0075 o.80 0.0082 o.79 (0.08) (0.16) (0.1

13、4) .掏(0.0011); (0.0010); * tud o.36 (0.0058) 饥jd(-2) 0.0330 0.0413 0.0372 0.0376 (0.99) (0.90)嘟嘟*(0.78) .事(0.66) *事申zul -0.0190 0.0189 (0.0404) (0.0572) zul( -1) -0.1265 -0.1522 -0.1312 (0.0543 )串串*(0.0573) * (0.0707) * mj 0.1780 0.1667 0.15 (0.0716) (0.1154) (0.1174) zub( -1) 0.3076 (0.0083); zhp(

14、-1) 0.0002 -0.0004 -0.03 -0.0003 -0.0004 (7. 6e -05)事事*(0.01)'咿事(0.01) (0.01) * * * (7. 7e -05) * *. ar(2) -0.2182 -0.1081 -0.1054 -0.1100 -0.2164 (0. 1058) (0.0630) (0.0563)* (0.0294); (0.0659) * 加权统计2 r0.9785 0.9876 0.9906 0.9924 0.9954 2 ad r0.9606 0.9812 0.9858 0.9888 0.9930 se 2.3703 2

15、.0194 2.0419 2.41 1.9309 f 123.28 155.73 206.97 274.00 419.67 dw 1. 6261 2.1264 2.1972 2.2701 2.5575 未加权统计2 r0.9566 0.9735 0.9741 0.9730 0.9763 dw 1.2908 1.8374 1. 5806 1.9525 2 4511 注:括号内为回归系数的标准误差、*和·分别为1%、5%和10%的显著性水平。从以上调整过程可见，需要对tud指标所代算外收入，故将其视为与地方财政收入并行的租表的解释变量作出修正。tud是作为土地出让净金补贴投入资金看待的。

16、但是，它对补贴标准的收益的代理指标引人模型的。<廉租住房保障办当期影响并不显著，滞后一期同样是不显著的正法规定土地出让净收益的一定比例作为廉租房向影响。通过进一步调整发现tud指标的取和舍建设资金，考虑到土地出让收益属于地方财政预以及是哪一期的影响，都明显左右着其他指标的. 214 . 商业研究2013/09 系数变化和统计显著性。至此，笔者认为tud指均可支配收入提高时，低收入家庭的租金支付能标更多地反映的是增量房市场价格的成本构成，力相应提高，政府应调低实际补贴标准。但是，如而不是办法规定的作为廉租房建设的土地出果结合当期人均居住面积也是显著正向影响的话，让净收益的那部分投入

17、。因为我国的保障性住房说明样本期间内，一方面可能低端住房市场存在较尤其是廉租房和经济适用房建设都采用土地划拨大的供应缺口致使租金较高;另一方面，可能因住的方式，不存在土地成本。但分税制改革后，各房结构存在一定问题，如面积过大等，致使低收入地政府的土地财政确是助推高房价的重要因素。家庭租金支付能力不足。因此，尽管城镇居民整体2.租金补贴定价模型分析及其制定过程中存上平均收入水平提高了，依然需要加大补贴标准以在的问题。总体来看，相比于价格形成模型，定补偿低收入家庭实际租金支付能力。价模型中各影响因素的边际作用系数都相对较小。其次，边际影响系数在统计上不显著的各影定价模型普遍低估了各影响因素对补贴标

18、准的作响因素。czh、tud以及zul与地方政府制定的用，因而得到的补贴估计值过低。具体来看，正补贴标准明显不相关。作为廉租房资金投入主要如定价模型所显示的，zub拟合值与czh、tud和来源的czh对zub的影响是不显著的，意味着财zul的相关性在统计上并不显著，但和gdpl( -政投入明显不足;同时，补贴标准没有反映出样1 )、zhp( -1)和mj显著相关，同时截面特定本期间内增量房价格不断高企情况下的士地戚本效应c在10%水平上是显著的。影响;另外，zub估计值和市场租金水平存在着首先，边际影响系数在统计上显著的各影响实质上的价格脱节。在样本期间内，我国廉租房因素。回归结果显示，租金补

19、贴标准受地方经济基本是以货币补贴为主，采取;只租不售;的管发展水平的影响是显著的，其边际作用系数相比理方式，租金补贴标准应该和市场租金同步变化。于其他影响因素是最大的;同时，人均居住面积但由模型筛选过程可见，实际上租金补贴标准却对补贴标准也存在着显著的正向影响。值得注意和前期市场租金强相关。由于租赁市场价格的白的是，前期人均可支配收入对补贴标准是显著的发调节作用，导致本该与当期市场租金同向变化正向冲击，虽然边际影响系数并不是很大。一般的租金补贴标准反与之成为负相关关系，由此造来说，在低端住房供应充裕的情况下，当前期人成补贴标准和市场租金实质上的价格脱节。表3租金补贴价格形成模型的协整检验检验方

20、法统计值p值截面个数观察对象levin, lin & chu t事-28.8661 0.0000 18 54 adf一fisherchi -square 80.4598 0.0000 18 54 pp -fisher chi -square 90.7156 o.00 18 54 为叙述方便，将模型中个体固定效应称为租g误差修正模型建立过程，将价格形成模型作为假金补贴基数。由豪斯曼检验知道，补贴基数是与定的协整回归方程形式，对其残差进行平稳、性检模型中的解释变量相关但不可观测的影响因素对验(见表3)，结果显示l町、adf和pp检验都否补贴标准综合作用的结果。c通过了显著性检验，定

21、了残差序列存在单位根的原假设，用kao检验但其值远低于价格形成模型中的补贴基数。也可以得出同样的结论。故此确定，租金补贴标3.租金补贴价格形成模型。租金补贴价格形准及其影响因素间存在协整关系。成模型是在定价模型的基础上，通过对定价模型中4.租金补贴价格形成模型分析。统计上不显著的解释变量进行调整而得到的。相比(1)价格形成模型中各参数估计值无论统计2于定价模型，价格形成模型的拟合程度(r)更显著性还是经济意义都非常明显，且符合政策制优，单个估计系数的统计检验(t-)更显著，估计定过程所考虑因素的滞后作用。如地方政府制定系数整体显著性(f)更强，回归方差(se)的降补贴标准时，参考上年人均生产总

22、值及人均可支低更明显，各解释变量的经济意义更符合实际。配收入。模型显示，不仅以上两个因素对补贴标价格形成模型揭示了补贴标准及其影响因素准存在着滞后影响，房屋租赁价格指数及土地交易价格指数也对补贴标准存在着不同的滞后作用o间的相关关系。为检验价格形成模型确实反映了(2)与定价模型不同，在价格形成模型中人补贴标准和各变量之间的长期均衡关系，依据e- 215 总第437期张月玲:我国廉租房租金补贴价格形成机制实证分析均居住面积与补贴标准间正相关性很不明显，因件不变的情况下，补贴标准相应降低。这正是房屋未通过显著性检验从模型中删除。这一点反映了租赁市场价格自发的调节机制作用的体现。从长期来看，租金补贴

23、标准并不受人均居住面积需要注意的是，这里用城镇居民人均可支配的影响，体现出廉租房主要是解决低收入家庭基收入作为低收入家庭人均收入的代理变量，低估本住房需求的特质。此外，补贴标准与其前期价了租金补贴标准。由于收入上的马太效应，即穷格之间正相关，是价格刚性(蒙古性)的表现，反者越穷，富者越富，所以低收入家庭收入远低于映了政策的连续性。平均收入水平。(3)从各影响因素边际作用系数符号来看，(4)从各影响因素边际作用系数的绝对值大一方面，区域经济发展向好、地方财政收入丰盈、小来看，按各影响因素的边际作用系数绝对值由土地交易价格指数上涨，补贴标准应提高;另一大到小排列，依次为gdp( -1) &

24、gt; zub ( -1) > 方面，补贴标准与上期人均可支配收入负相关，zul( -1) > tud( -2) > czh > zhp( -1)。其中，即在其他条件都不变的情况下，上年度人均可支地区人均生产总值对补贴标准影响最大，其次是存配收入高，低收入群体住房承租能力也相应提高，量房价格和增量房成本的影响。可见，租金补贴价补贴标准应降低;租金补贴标准和上期房屋租赁价格的形成主要由住房市场自发调控，政府干预乏力。格指数负相关。上期房屋租赁价格指数高，意味着(5) 18城市租金补贴基数(18. 4732 + 8，)相存量房市场平均租赁价格

25、高涨，就会促使开发商及差较大，反映出各地经济社会发展水平、资源禀有闲置房屋的人及时加大租赁房屋的供应力度，如赋、政府管理能力及经济个体行为偏好等未观测此反而使房屋租赁价格逐渐回落。因此，在其他条因素的综合影响差异比较明显，见表4。表一418城市租金补贴基数(单位:元/月/平方米)一北一上京天海津2oo济南郑州西安2句1句 34'1e1ro广州25.53 武汉12.17 宁波23.29 石家庄14.63 15.78 句fro青岛16.67 南京20.30 福州13.21 厦门23.11 12.33 乐u成都17.68 杭州19.00 大连22.89 深圳7.3216.47 表5

26、误差修正模型变量系数标准误差t-统计值p值dczh? 0.004283 0.001350 3.173156 0.0026 dtud? ( -2) 0.033070 0.009335 3.542674 0.0009 dmj? 0.271747 o. 130373 2.084379 0.0423 resid? ( -1) -0.983404 0.139281 -7.060575 0.0000 r -squared 0.661533 mean dependent var 1.325556 adjusted r -squared 0.641225 s. d. dependent var 2.98775

27、4 s. e. of regression 1.789600 akaike info criterion 4.073048 sum squared resid 160.1334 schwarz criterion 4.220381 llg likelihood 一105.9723hannan -quinn criter. 4.129869 durbin -watson stat 1.965349 (二)短期波动分析另外，从短期影响系数来看，人均居住面积既然补贴标准与其相关变量间确实存在长期的变动对补贴标准变动的影响最大，反映出增量均衡关系，那么长期均衡是如何达到的?短期波住房结构的短期变动对租

28、金补贴标准具有较大的动是如何影响长期均衡的呢?以价格形成模型中冲击;其次，土地交易价格指数变化的影响，反的残差序列为误差修正项序列，建立误差修正映增量房成本价格变动的影响。可见，增量房市模型。场上住房结构和住房成本变动对租金补贴标准变回归结果(见表5)表明，dczh、dtud( -动的影响居首位，最后是地方财政收入变化的2)对dzub有强显著的正向影响mj属于短期变影响。动因素，对dzub也存在着正向作用;同时，误差误差修正模型集中揭示了我国廉租住房政策修正项residol(-1 )的短期调整系数强显著，短板。模型显示，短期内补贴标准的波动主要是表明每年实际租金补贴标准与其长期均衡值的偏由住房

29、结构和住房戚本波动引起的。这正是近些差中有98.34%被修正。年来住房市场面积追求超大，土地价格飘升等不 216 商业研究2013/09 正常现象的体现。的投资价值。(3)降低住房用地的土地交易价格。土地交易价格指数下降意味着住房成本下降，虽四、结论与政策建议然低收入家庭名义货币支付能力未变，但住房市综合本文分析，我国廉租房租金补贴标准的场价格降低，也相当于提高了其实际住房支付能力。我国实行土地国有制政策，地方政府应放弃价格形成机制为(1)长期内，人均生产总值、土地财政观念，配合当前我国房地产市场的宏观地方财政收入、土地交易价格指数、房屋租赁价调控。(4)提高城镇居民人均可支配收入，直接格指数

30、、城镇居民人均可支配收入是租金补贴的增加低收入家庭租金支付能力。(5)培育二手房主要影响因素。按各影响因素边际作用系数绝对市场以激活存量住房，降低二手房合理交易率成值由大到小排列，依次为gdp( -1) > zub ( -本，使住房资源得以不断地优化配置。值得一提1) >zul( -1) >tud( -2) >czh>zhp(一1)。的是，价格形成模型显示，租金补贴标准与前期(2)短期内，地方财政收入、土地交易价格指数和人房屋租赁价格指数是负相关关系。故政府可利用均居住面积的变化会引起租金补贴标准的短期波这种市场价格自发调节

31、机制而逆风行事，在不失动;三个影响因素的波动对租金补贴标准变动的作公平的情况下节约政府开支。用都是正向的，波动幅度由大到小依次为:dmj>当然，租金补贴基数部分的作用也不容忽视。dtud( -2) > dczh;该经济系统以这种波动的它反映了不同城市租金补贴标准的特征差异。例0.9834的速度向着下一期的均衡点调整。如，地方政府政策偏好(与地方财政收入相关)、从补贴价格形成机制来看，加快区域经济发区域资源稀缺程度(与土地交易价格指数相关)、展、增加政府财政收入、提高土地出让价格、平存量房市场培育的完善程度(与房屋租赁价格指抑市场租金、限制居民人均可支配收入、甚至扩数相关)、低收入家庭经济条件改善程度(与城镇大人均住房面积都是提高租金补贴标准的有效手居民人均可支配收入相关)、区域经济发展环境段。但是，低收入家庭占城镇居民人口比例毕竟(与地区人均生产总值相关)等等。如一方政府重较小，小群体福利有所提高的同时不能以