一二線城市對比分析

為了對比相同政策對不同類型城市調控的效果差異，本研究將 34 個大中城市 分為一線城市組（北京、上海、廣州和深圳）和二線城市組（其餘 30 個城市），

分別進行模型（2）的檢定。

一線城市變數相關係數矩陣與檢定結果見表 11 和表 12。

表 11 一線城市變數相關係數矩陣

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表 12 一線城市回歸結果

Dependent Variable: Y_LOG Periods included: 11 Cross-sections included: 4

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

POLICY_DOWNPAY -0.101682 0.074905 -1.357493 0.1841 POLICY_DOWNPAY_LAG -0.160342^*** 0.056982 -2.813921 0.0083

POLICY_LIM -0.121486 0.096261 -1.262052 0.2161

POLICY_LIM_LAG -0.010695 0.105439 -0.101433 0.9198 POLICY_TAX1 0.162752^*** 0.025454 6.394044 0.0000 POLICY_TAX1_LAG 0.063764 0.042118 1.513939 0.1399

POLICY_TAX2 0.023598 0.095454 0.247216 0.8063

POLICY_TAX2_LAG -0.099620^* 0.049527 -2.011406 0.0528

LOG(M2) 1.309650^*** 0.422524 3.099585 0.0040

R 0.017231 0.053933 0.319490 0.7514

AVG_INCOME_LOG -0.337644 0.715355 -0.471995 0.6401

C -4.329978 2.697842 -1.604978 0.1183

往往比非一線城市嚴格，也可能是一線城市房價對住房信貸政策敏感的原因。另外，

在投資管道尚不完善的中國，面對較高的通脹預期，一線城市的房產是極優良的投 資標的，幾乎所有人都對擁有一線城市的房產擁有極高熱情。而這也模糊了投資者 與消費者的區別，甚至可以將一線城市房地產市場理解為全民投資者的市場，潛在 購房者唯有財力分別，而無動機的差異。這也符合李紹榮等（2011）“住房信貸政 策在消費者比例大的市場無效”的觀點。

（二）限購政策

在全國範圍內效果顯著的限購政策反而在一線城市失效。除去由於多重共線性 造成顯著變數遺漏的可能性外，之前提到的一線城市消費者（剛性需求）與投機者 身份的模糊或許也可以解釋這一現象。限購政策會直接抑制投機需求（本地家庭第 三套住房、外地工作者第二套住房），但當市場對房價上漲的預期過於強烈時，所 有購房者都希望買政策允許內盡量多的住房，即全民都是投機者。此時限購政策所 抑制的投機需求占總需求的比重杯水車薪，故通過區分消費需求（剛性需求）與投 機需求的限購政策在一線城市會面臨失效。另外，由於開發商預計到限購政策會使 交易量大幅減少，因此會減少住宅項目的開發；一線城市銷售火熱的“商住房⁷” 也使開發商將精力從傳統住宅項目轉移至非傳統住宅項目。北京在 2010 年執行限 購政策後，新建住宅完工面積從 2009 年的 1613.23 萬平方米迅速減少到 2012 年 的 1316.13 萬平方米⁸。因此新建住宅供給量減少，也可能是限購政策在一線城市 失效的原因之一。

（三）二手房交易稅費

而個人住房轉讓營業稅的在短期內對一線城市的房價不僅沒有抑制，反而推動 了其上漲。表面上這與全國範圍內的狀況不同，事實上依舊可以用上一節對二手房 稅費的分析結論去解釋。在房價預期上漲強烈的一線城市，需求方的價格彈性更小，

7 由非住宅用地開發建設成可居住可商用的房屋，本質上屬於非住宅，房產證注明商 業、辦公類產權，不受限購政策限制

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二手房稅費的上漲出現了更嚴重轉嫁的現象和供給減少現象使購房者對新建住宅 的需求攀升，造成房價上漲。對比全國和一線城市對營業稅的反應不難發現，對於 一線城市營業稅要發揮其抑制投機的作用需要比全國整體水準更長的時間，即對 於一線城市而言 1-2 年仍屬較短時期，這與一線城市旺盛的需求有關，即一線城 市購房者的價格彈性更小。

比營業稅力度更強的所得稅對房價的抑制效果在 1 年內不顯著，在 1 年之後邊

緣顯著（Marginal Significant），這同樣符合之前的解釋。對比全國整體和一線城市的

計量結果，我們可以得出結論：較嚴厲的二手房稅費政策（個人住房轉讓營業稅和 二手房交易個人所得稅）在短期內會減少二手房供給和提高二手房交易成本進而 使新建住宅需求上升價格上漲，在長期內才會表現出政策原始意圖，即降低投機者 獲利預期從而抑制投機減低房價。

而對於不同城市和不同的二手房交易税费政策，等待其生效的時間可能是不同 的。介於在稍後部分對二線城市的檢定結果由於聯合顯著的原因無法對政策變數 做單獨的分析對比，而前一節全國 34 個城市的檢定模型中包含了 30 個二線城市 的資料，我們暂时認為全國 34 個大中城市的實證結果帶有更多二線城市的特徵。

二手房稅費全國與一線城市效果對比見表 13，可以對二手房交易稅費生效滯後時 間做如下推测：一線城市營業稅>一線城市所得稅＞二線城市營業稅＞二線城市所 得稅。這四種情況的示意圖如圖 8 所示。在所得稅力度大於營業稅，一線城市投機 氛圍強於二線城市的情況下，二手房稅費政策的調控效果可能存在以下特點：政策 力度越強，城市投機氛圍越弱，政策顯現抑制投機效果所需時間可能越短，同時城 市的影響可能要大於政策力度本身。

表 13 二手房稅費全國與一線城市效果對比

Variable

Coefficient

（全國城市）

Coefficient

（一線城市）

POLICY_TAX1 -0.017704 0.162752^***

POLICY_TAX1_LAG -0.066402^** 0.063764

POLICY_TAX2 -0.025123^** 0.023598

POLICY_TAX2_LAG -0.055633^*** -0.099620^*

圖 8 二手房稅費一二線城市效果對比圖

（四）控制變數

另外，一線城市的房價上漲與貨幣的超發依舊有密切的關係，房價對 M2 的彈性 超過全國平均水準，達到 1.31。而職工平均收入對房價的影響不顯著。這符合目 前生活在一線城市的普通勞動者依靠工資不能負擔一線城市房產的現狀（見圖 4 房 價所得比資料）。一線城市主要的購房需求小部分是原住民的置換需求，資金來源

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大部分是已擁有的房產在二手房市場的變現；大部分是外來工作者（城市新移民）

和投機客的購房需求，外來工作者往往在家庭資助下購房，而投機客的資本來源更 加廣泛。無論哪種購房需求，都與當地工資收入的關係不大。而外來購房者的購房 行為，使一線城市的房產充當了大城市從中小城市汲取資源的“抽水機”的角色。

二線城市變數相關係數矩陣與檢定結果見表 14 和表 15。

表 14 二線城市變數相關係數矩陣

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表 15 二線城市回歸結果

Dependent Variable: Y_LOG Periods included: 11 Cross-sections included: 30

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

POLICY_DOWNPAY 0.189999 0.415889 0.456850 0.6481 POLICY_DOWNPAY_LAG 0.253057 0.664541 0.380799 0.7036 POLICY_LIM -0.028947 0.101415 -0.285430 0.7755 POLICY_LIM_LAG -0.269337 0.571775 -0.471054 0.6379 POLICY_TAX1 -0.228775 0.554463 -0.412606 0.6802 POLICY_TAX1_LAG -0.302457 0.636353 -0.475297 0.6349

POLICY_TAX2 0.014506 0.130868 0.110848 0.9118

POLICY_TAX2_LAG -0.027721 0.069182 -0.400695 0.6889

M2_LOG 0.761685 0.570233 1.335743 0.1826

R 0.148111 0.256481 0.577473 0.5640

AVG_INCOME_LOG -0.202542^*** 0.058113 -3.485311 0.0006

C -0.598533 5.436915 -0.110087 0.9124

Test Statistic Value df Probability

F-statistic 49.12685 (10, 316) 0.0000

Chi-square 491.2685 10 0.0000

Null Hypothesis:

C(1)=C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=C(6)=C(7)=C(8)=C(9)=C(10)=0

表 17 二線城市政策變量Wald Test檢定結果

Test Statistic Value df Probability

F-statistic 8.140610 (8, 316) 0.0000

Chi-square 65.12488 8 0.0000

Null Hypothesis: C(1)=C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=C(6)=C(7)=C(8)=0

雖然單個政策變數對房價的影響都很不顯著（p＞0.6），但政策變量與 M2 和利 率的聯合檢定卻非常顯著（p<0.0001），說明政策對二線城市房地產市場的調控是 有效果的。但政策變數的獨立不顯著給我們對政策效果的評價和討論帶來很大困 難。出現這種狀況的原因除了信貸、限購、個人住房轉讓營業稅和二手房交易個人 所得稅這些政策變數間存在嚴重的多重共線性外，城市分類的方法也需要檢討。本 文所研究所選取的 34 個大中城市包括了除重慶市外中國所有直轄市，省會（首府）

和副省級重要城市。本研究將這些城市除去 4 個一線城市後籠統的定義為二線城 市。事實上，中國國家統計局定義大中城市名單並非完全按照經濟指標，同時也加 入了政治考量。因此這 30 個城市不完全是經濟意義上的二線城市，如烏魯木齊、

呼和浩特在經濟指標上只能算三線城市。因此這 30 個城市在城市特性（發達程度、

產業結構、人口結構、文化認知等）上存在相當大的差異，相同的政策在這些城市 有著截然不同的效果。當在模型中無法控制以上城市特性時，調控政策的不同效果 被相互抵消，造成結果失準。但這至少可以印證不同的城市對相同政策的反應有明 顯差異。

另外多項政策變數的係數大於全國整體和一線城市。造成這種結果可能的原因 是，二線城市的需求（無論消費性、投資性或投機性）對房價的支撐較弱。面對同 樣的調控政策，二線城市的房價波動幅度更大，而一線城市房價更穩定。

值得注意的是，M2 對房價的係數為 0.76。而全國 34 城市和一線城市模型中該 係數分別為 0.92 和 1.31，並在 1%的水準上顯著。我們無法單獨判斷 M2 對二線城

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市房價影響的顯著性，但 M2 對二線城市房價的影響程度較一線城市小是一種較合 理的推論。結合全國 34 城市模型與一線城市模型中 M2 對房價影響的結論，我們 可以推測，二線城市的房價受 M2 的影響較小，可能是因為一線城市房地產市場的

“吸金效應”，資金大量集中在一線城市追逐更高的回報率和穩定性。正如之前的 分析一樣，一線城市的房產充當了大城市向中小城市汲取資源的“抽水機”的角 色。同時，這可能也印證了二線城市房價受需求（以及背後的資金）的支撐較弱，

因此受政策影響大；而一線城市則由於需求旺盛，資金聚集，政策調控更難起到效 果。

職工平均收入變數雖然達到了 1%的顯著水準，但出現了回歸係數與相關係數 符號不一致的情況，其對房價的回歸係數為負，而相關係數為正且高達 0.8 以上。

出現這種反常結果的原因很可能是，職工平均收入與 M2 和住房信貸政策等變數存 在嚴重的多重共線性。但多重共線性往往會導致顯著性的偏低，而職工平均收入達 到了相當高的顯著水準。或許正如第三章所分析，職工平均收入隱含了貧富差距、

產業結構等資訊，另外缺失了灰色收入、政策等資訊，因此本文不對它做過多討論。

綜上，本文對二線城市的實證研究結果不理想，無法具體探討政策的效果。但 至少可以得出以下結論：（1）模型中的 4 項調控政策整體上起到了抑制房價的作 用。（2）調控政策在具有不同特性的城市效果會有差異。另外我們推測中國房地產 市場可能存在馬太效應：由於資金傾向於向房價上漲預期大、受政策影響小、穩定

綜上，本文對二線城市的實證研究結果不理想，無法具體探討政策的效果。但 至少可以得出以下結論：（1）模型中的 4 項調控政策整體上起到了抑制房價的作 用。（2）調控政策在具有不同特性的城市效果會有差異。另外我們推測中國房地產 市場可能存在馬太效應：由於資金傾向於向房價上漲預期大、受政策影響小、穩定