本文關(guān)鍵詞：中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格影響因素的實(shí)證分析，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

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( 雙月刊 )

2005 年第 6期 ( 總第 19 期 )

中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格 影響因素的實(shí)證分析
□ 李春吉 　□ 孟曉宏
(南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 , 江蘇 南

京 　 210003)

摘要 : 本文在一個(gè)簡(jiǎn)單的局部均衡模型基礎(chǔ)上 , 利用 1999 ～ 2003 年全國(guó) 31 個(gè)省市的房地產(chǎn)市場(chǎng)的面板數(shù)據(jù)分析了中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格問題 。 實(shí)證 結(jié)果表明 : 開發(fā)商在房?jī)r(jià)上漲的時(shí)候可能過多的投資于別墅和高檔房 , 這有可能 帶來風(fēng)險(xiǎn) ; 住宅市場(chǎng)上可能存在較大的投機(jī)性購(gòu)房行為 , 這有可能形成房地產(chǎn)泡 沫; 經(jīng)濟(jì)適用房的供給不足使普通居民利益受損 。 因此對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控重 點(diǎn)應(yīng)該調(diào)整開發(fā)商投資方向 , 減少別墅高檔房的投資 , 增加低檔房和經(jīng)濟(jì)適用房 的投資 , 采取有效措施限制普通商品住宅市場(chǎng)上的投機(jī)行為 。 關(guān)鍵詞 : 房地產(chǎn) ; 市場(chǎng)結(jié)構(gòu) ; 投機(jī) ; 價(jià)格
中圖分類號(hào) : F293 . 30　　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 : A　　文章編號(hào) : 1671 9301(2005)06 0048 09

一 、 導(dǎo)言 　　 自 1999 年實(shí)施住房貨幣化改革以來 , 房地產(chǎn)市場(chǎng)變得越來越繁榮 , 事實(shí)上 房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展已成為幾年經(jīng)濟(jì)低潮之后新一輪經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī) 。 但隨著 房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮 , 房地產(chǎn)市場(chǎng)卻似乎在脫離我們的控制 。 房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮 一方面帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) , 但另一方面高昂的房?jī)r(jià)又阻礙了許多百姓實(shí)現(xiàn)居者有其 屋的愿望 。 對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的學(xué)術(shù)研究也越來越多地見諸于各類學(xué)術(shù)雜志 , 這些 研究多集中在房 地產(chǎn)市場(chǎng) 的泡沫 、投機(jī) 、政府和 開發(fā)商 行為等 方面 。 豐雷等 (2002) 通過實(shí)證研究認(rèn)為土地投機(jī)是中國(guó)地產(chǎn)泡沫形成的直接原因 , 政府干預(yù) 失敗 、 權(quán)利尋租和法制不健全對(duì)地產(chǎn)泡沫形成有推動(dòng)作用 。 袁志剛等 (2003) 通
收稿日期 : 2005 09 10; 修回日期 : 2005 09 22

作者簡(jiǎn)介 : 李春吉 (1971— 　), 男 , 江 西東鄉(xiāng) 人 , 南 京財(cái) 經(jīng)大 學(xué)經(jīng) 濟(jì)學(xué)院 教師 ; 孟曉 宏 ( 1968— 　), 男 , 江蘇海安人 , 南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教師 , 南京大學(xué)商學(xué)院博士研究生 。

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過一個(gè)簡(jiǎn)單的動(dòng)態(tài)一般均衡模型解釋了家庭和開發(fā)商對(duì)價(jià)格的預(yù)期是如何形成房地產(chǎn)市場(chǎng)理性泡沫 的機(jī)制 。 楊建榮等 (2004) 用一個(gè)政府 、 開發(fā)商和家庭三方不完全信息動(dòng)態(tài)博弈模型來說明開發(fā)商樂 觀供給預(yù)期過度與家庭樂觀消費(fèi)預(yù)期不足的結(jié)構(gòu)性矛盾是房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)失衡的內(nèi)在原因 。 平新橋 等 (2004 ) 運(yùn)用 35個(gè)大城市的面板數(shù)據(jù) , 就政府 ( 地方政府 ) 控制的地價(jià) 、 信貸與經(jīng)濟(jì)適用房?jī)?yōu)惠政策 3 個(gè)變量對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)的投資 、 銷售價(jià) 、 銷量與土地購(gòu)置價(jià)所產(chǎn)生的效應(yīng)做了經(jīng)驗(yàn)分析 , 他們的分 析結(jié)果顯示 , 房地產(chǎn)開發(fā)商通過經(jīng)濟(jì)適用房開發(fā)與土地截留從政府手中獲取了低廉地價(jià) , 進(jìn)而賺取了 較高利潤(rùn) ; 他們的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果還表明政府支持的銀行信貸對(duì)房地產(chǎn)投資 、房?jī)r(jià) 、地價(jià)及房地產(chǎn)銷量具有 正向推動(dòng)作用 。 武康平等 (2004) 研究了房地產(chǎn)市場(chǎng)是如何與金融市場(chǎng)共生的問題 , 他們的結(jié)論是制 度缺陷導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)與金融市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)相互正向累積 。 李春吉 (2004) 給出一個(gè)貨幣經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)一 般均衡模型及實(shí)證分析來解釋貨幣供應(yīng)波動(dòng)與房地產(chǎn)投資波動(dòng)的關(guān)聯(lián)關(guān)系 。 上述研究都沒有涉及房地產(chǎn)市場(chǎng)存在的結(jié)構(gòu)問題 , 房地產(chǎn)市場(chǎng)的整體問題必須通過解決房地產(chǎn) 市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)問題來求解 。 本文試圖就房地產(chǎn)市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)問題做一分析 。 為此 , 先從家庭和開發(fā)商的 決策行為出發(fā)導(dǎo)出了房地產(chǎn)需求和供給函數(shù)及房地產(chǎn)價(jià)格和房地產(chǎn)銷售決定方程 , 然后用 1999 ～ 2003年全國(guó) 31個(gè)省市的房地產(chǎn)市場(chǎng)的面板數(shù)據(jù)對(duì)這些方程進(jìn)行檢驗(yàn) , 進(jìn)而揭示出房地產(chǎn)市場(chǎng)存在 的某些結(jié)構(gòu)問題和影響房地產(chǎn)價(jià)格的因素 。 二 、 房地產(chǎn)市場(chǎng)的基本情況 　　 根據(jù) 《 中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 》 相關(guān)各期數(shù)據(jù)整理 , 就整體而言 , 2000 ～ 2003 年商品房銷售面積平均每年 增長(zhǎng) 31%, 波動(dòng)為 19.5%( 標(biāo)準(zhǔn)差為 0. 195), 但在 2000 年增長(zhǎng)率達(dá)到 56%后就急劇下降 , 到 2003年 的銷售增長(zhǎng)率為 10%, 2000年的高增長(zhǎng)率主要是 1999 年貨幣化房改政策出臺(tái)后帶來的大量商品房 交易 。 就商品房銷售結(jié)構(gòu)而言 , 除辦公樓和商業(yè)用房外 , 其他各類房地產(chǎn)銷售面積增長(zhǎng)率在 2000 年 都很大 , 經(jīng)濟(jì)適用房在 2000 年后銷售面積增長(zhǎng)率仍然較高 , 而別墅和高檔房及辦公樓在 2003 年的銷 售增長(zhǎng)率急劇下跌 (2003年這二者的增長(zhǎng)率分別為 - 15%, - 14%)。 各類房地產(chǎn)中經(jīng)濟(jì)適用房的銷 售增長(zhǎng)率最大 。 從房地產(chǎn)投資來看 , 總體而言各年房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)率較為平穩(wěn) ( 年均增長(zhǎng) 26.3 %, 標(biāo) 準(zhǔn)差 0.099)。 從投資結(jié)構(gòu)來看 , 盡管這四年中經(jīng)濟(jì)適用房投資平均增長(zhǎng)率最大 , 但增長(zhǎng)率波動(dòng)也比 較大 ( 平均增長(zhǎng) 92.3%、 標(biāo)準(zhǔn)差 1.403), 事實(shí)上除了 2000 年經(jīng)濟(jì)適用房增長(zhǎng)率很大以外 , 之后的年份 經(jīng)濟(jì)適用房的投資增長(zhǎng)率在不斷下降 , 2003 年經(jīng)濟(jì)適用房的投資增長(zhǎng)率甚至為 - 1%, 而 2003 年高 檔房和別墅 、 辦公樓和商業(yè)用房的投資平均增長(zhǎng)率很高 (18%、 38%和 39%)。 從房地產(chǎn)平均銷售價(jià) 格來看 , 總的商品房平均售價(jià)增長(zhǎng)率略為下降 。 從結(jié)構(gòu)來看 , 別墅和高檔房平均售價(jià)增長(zhǎng)率下降最多 ( 平均增長(zhǎng)率下降了 10.5 %), 而經(jīng)濟(jì)適用房和其他房地產(chǎn)平均售價(jià)增長(zhǎng)率卻增加較快 ( 平均增長(zhǎng)率 分別為 3. 8% 和 6. 5%)。 從房地產(chǎn)新開工面積來看 , 經(jīng)濟(jì)適用房新開工面積增長(zhǎng)率 2002 和 2003 年 都在下降 , 其他各類房地產(chǎn)新開工面積的增長(zhǎng)率都為正 , 其中非住宅類的房地產(chǎn)新開工面積增長(zhǎng)率 較高 。 綜上所述 , 2000 ～ 2003 年房地產(chǎn)市場(chǎng)的主要特征如下 : 總體上商品房銷售在經(jīng)歷 2000 年的大幅 增長(zhǎng)后增速逐漸下落 , 商品房地產(chǎn)平均售價(jià)增長(zhǎng)率基本平穩(wěn)并略有下降 , 商品房投資增長(zhǎng)率基本穩(wěn)定 在 20% ～ 30% 之間 ; 在結(jié)構(gòu)上 , 盡管經(jīng)濟(jì)適用房的需求逐年加大 , 但由于其價(jià)格較之于其他房地產(chǎn)價(jià) 格偏低 , 開發(fā)商不愿進(jìn)行投資 , 這又反過來導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià)增長(zhǎng)率的攀升 , 使經(jīng)濟(jì)適用房變 得不經(jīng)濟(jì) , 事實(shí)上大多數(shù)經(jīng)濟(jì)適用房的售價(jià)對(duì)中底收入家庭而言仍然是難以承受的 ; 另一方面盡管由 于較高價(jià)格導(dǎo)致別墅 、 高檔房和其他非住宅類房地產(chǎn)的需求下降 , 但由于這類房地產(chǎn)給開發(fā)商帶來的 利潤(rùn)較高 , 所以這類房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)率較高 。

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中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

三 、 一個(gè)簡(jiǎn)單的理論模型 　　 我們從家庭和房地產(chǎn)開發(fā)商的決策行為來導(dǎo)出房地產(chǎn)的需求和供給函數(shù) , 進(jìn)而給出房地產(chǎn)市場(chǎng) 均衡價(jià)格和均衡交易量決定方程 。 為簡(jiǎn)化分析 , 只考慮行為主體的靜態(tài)決策問題而不去考慮動(dòng)態(tài)問 題 。 假定在房地產(chǎn)市場(chǎng)上只有兩類行為主體 : 房地產(chǎn)需求者 ( 典型地為家庭 ) 及房地產(chǎn)開發(fā)商 , 這里 沒有考慮政府這一行為主體 , 盡管政府行為對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)有重大影響 。 1 . 房地產(chǎn)需求者 — — — 代表性家庭行為分析 假設(shè)代表性家庭最大化如下效用函數(shù) : μ = Ct Δ H t 。 這里字母的含義分別為 Ct : 一般消費(fèi)品消費(fèi) 和其他的資產(chǎn)購(gòu)買的組合 , Δ Ht: 增加的房地產(chǎn) ( 本文的房地產(chǎn)是指各種商品房屋 , 沒有包括地產(chǎn) , 但 不限于住宅 )。 家庭面臨的預(yù)算約束為 C t P ct + Δ H t P ht + d /T (1 + r)≤y t + d 。 該約束式的含義為在 t 期家庭用其 財(cái)富 y ( 包括人力收入和非人力財(cái)富 ) 及 T 期得到的貸款 d 用于消費(fèi)品消費(fèi) 、房地產(chǎn)面積增加及償還 貸款 。 家庭分期償還貸款 , 每期償還一部分本息 d /T(1 + r), 還款期限為 T 年 。 求解家庭購(gòu)買房地產(chǎn) 決策問題得到家庭房地產(chǎn)需求函數(shù)為 :
D β Δ Ht = α + β D α β

(y t + d (1 - (1 + r) /T )) Ph t

即家庭在 T 期對(duì)增加住宅的需求 Δ H t 取決于其收入 y t ( 可以是過去和未來收入的函數(shù)或看作是 平均的永久收入 )、 每年償還的銀行貸款 dr、 房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 P h t以及房地產(chǎn)面積增加在家庭效用函 β 數(shù)中的份額 。 α+ β 進(jìn)一步 , 如果我們考慮家庭人口增長(zhǎng)帶來的房地產(chǎn)需求和家庭對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期 , 上述房地產(chǎn) 需求函數(shù)改寫為如下形式 :
D β Ht = α+ β D

(y t + d (1 - (1 + r) /T )) c NP ht Ph t
e

這里 H t 為 t期家庭對(duì)房地產(chǎn)的需求 , N 為 t 期家庭人口 , P ht 為家庭對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期 。 加入 家庭價(jià)格預(yù)期后家庭購(gòu)買行為就變得復(fù)雜起來 , 如果家庭預(yù)期的房地產(chǎn)價(jià)格超過房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 , 家 庭會(huì)增加房地產(chǎn)的購(gòu)買 , 這種購(gòu)買是一種投機(jī)性的購(gòu)買行為 。 反之如果家庭預(yù)期房地產(chǎn)價(jià)格低于房 地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 , 家庭會(huì)減少房地產(chǎn)購(gòu)買 。 對(duì)上述家庭房地產(chǎn)需求函數(shù)進(jìn)行加總我們可以得到整個(gè)社 會(huì)的房地產(chǎn)需求函數(shù) 。 2 . 房地產(chǎn)供給者 — — — 代表性房地產(chǎn)開發(fā)商行為分析 房地產(chǎn)開發(fā)商是房地產(chǎn)的供給者 , 房地產(chǎn)開發(fā)商通過房地產(chǎn)投資 It 來形成房地產(chǎn)的增量供給 H t , 開發(fā)商投資額受制于其所籌集的資金 D t 。 代表性房地產(chǎn)開發(fā)商最大化如下利潤(rùn)函數(shù) : π= Ph t H t f( ) 2 Ht 2

s. t　H t = It It ≤ Dt 該利潤(rùn)函數(shù)的特點(diǎn)是成本函數(shù)是房地產(chǎn)開發(fā)面積的二次函數(shù) , 該成本函數(shù)體現(xiàn)了邊際成本遞增 的性質(zhì) 。 影響房地產(chǎn)開發(fā)商的成本因素被包含在函數(shù) f( ), 這里我們關(guān)注的因素可能是房地產(chǎn)造 價(jià) ZJ( 主要包括土地價(jià)格和建筑成本 ), 如果市場(chǎng)不是完全競(jìng)爭(zhēng)的 , 那么開發(fā)商的壟斷程度 θ 也是函 數(shù) f( ) 要考慮的因素 。 因此可以把 f( ) 表示為 f( ) = f( ZJ, θ , …)。 顯然這些因素都會(huì)被開發(fā) 商加到成本里轉(zhuǎn)嫁給家庭 , 因此這些因素對(duì)開發(fā)商成本具有正的影響 , 即有 f( ) > 0, f′ ( )> 0。 — 50 —

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由開發(fā)商決策的一階條件得到開發(fā)商的房地產(chǎn)供給函數(shù)為

P ht S = H t = It = D t 。 因此開發(fā)商 f( )

房地產(chǎn)投資或所籌資金與房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格和房地產(chǎn)供應(yīng)量都是正相關(guān)的 , 此外房地產(chǎn)供給函數(shù)還表 明投資也可以在某種程度上看作是開發(fā)商的成本 。 還有需要說明的是我們沒有在這一供給函數(shù)中加 入開發(fā)商對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期 , 這是因?yàn)殚_發(fā)商比家庭更了解房地產(chǎn)市場(chǎng)信息及成本信息 , 開發(fā)商可 在相當(dāng)程度上根據(jù)所掌握的信息來決定房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 , 這樣開發(fā)商實(shí)際上對(duì)預(yù)期的依賴較少 。 對(duì) 代表性開發(fā)商房地產(chǎn)供給函數(shù)加總可以得到整個(gè)社會(huì)的房地產(chǎn)供給函數(shù) 。 3 . 房地產(chǎn)市場(chǎng)均衡 為簡(jiǎn)化分析我們假定家庭數(shù)目和房地產(chǎn)開發(fā)商數(shù)目一樣多 , 這樣在 t 期整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)的均衡 可以由代表性家庭房地產(chǎn)需求和代表性企業(yè)的房地產(chǎn)供給相等來表示 , 即有 H t = H t , 由此我們得到 均衡的房地產(chǎn)價(jià)格和均衡的房地產(chǎn)交易量決定方程 : Ph t = Ht = 1+ r c β yt + d 1Ph t N f( ) T α+ β yt + d (1 - (1 + r) /T) e P h tN f( )
e D S

(1)

βN α+ β

(2)

(1) 和 (2) 式表明 , 房地產(chǎn)市場(chǎng)均衡價(jià)格和均衡交易量是家庭收入 y t 、房地產(chǎn)信貸 d 、貸款利率 r、 還貸期限 T 、 人口狀況 N 、 家庭對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期 P h t 、房地產(chǎn)開發(fā)商成本結(jié)構(gòu) f( ) 和家庭房地產(chǎn)投 資偏好 β ( 效用函數(shù)中房地產(chǎn)的份額 ) 的復(fù)雜函數(shù) 。 α+ β β 對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格和房地產(chǎn)銷售量具有正的影響 , 而利率對(duì)房地產(chǎn)市 α + β

顯然在上述因素中 , 家庭收入 y t 、房地產(chǎn)信貸 d 、 還貸期限 T 、 人口狀況 N 、 家庭對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期 P h t和家庭房地產(chǎn)投資偏好
e

場(chǎng)價(jià)格的影響為負(fù) 。 房地產(chǎn)開發(fā)商成本 f( ) 對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有正的影響 , 但對(duì)房地產(chǎn)銷售量具有負(fù) 的影響 。 如果在家庭預(yù)算約束中引入適當(dāng)?shù)慕灰灼醵?, 那么可導(dǎo)出稅率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格也有負(fù)影響 。 我們可以進(jìn)一步分析一些關(guān)鍵因素 。 收入 、 房地產(chǎn)投資偏好和人口的變化更多地是經(jīng)濟(jì)因素變 化所引起的 , 而房地產(chǎn)貸款和家庭房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期則容易受到政策的影響 。 對(duì)房地產(chǎn)的需求既有真 實(shí)的為改善房地產(chǎn)居住條件或?yàn)橛米錾a(chǎn)用房的真實(shí)需求 , 也有為投資房地產(chǎn) 、通過房地產(chǎn)價(jià)格或租 金上漲以期獲得收益的投資 ( 投機(jī) ) 需求 。 自住房制度改革以來 , 人們?cè)跐M足了基本的溫飽后對(duì)住宅 的消費(fèi)需求顯然增加了 , 這部分住房消費(fèi)需求與居民的收入及城市人口增長(zhǎng)密切相關(guān) 。 在人們滿足 了一定時(shí)期內(nèi)的住房消費(fèi)需求后 , 隨著收入的增長(zhǎng) , 人們對(duì)資產(chǎn)投資的需求也會(huì)增加 。 人們投資資產(chǎn) 的形式取決于可得的投資渠道和投資收益 , 比如當(dāng)股票市場(chǎng)存在且繁榮的時(shí)候 , 人們可以把很多資金 投入到股票市場(chǎng) , 股票資產(chǎn)占人們的資產(chǎn)投資份額會(huì)上升 , 這也容易導(dǎo)致股票價(jià)格的上升甚至是過度 的投資和泡沫 , 而當(dāng)股票市場(chǎng)低迷且沒有賺錢效應(yīng)時(shí) , 收入增長(zhǎng)導(dǎo)致的較多儲(chǔ)蓄在沒有其他更好投資 渠道時(shí) , 人們對(duì)房地產(chǎn)投資的偏好也會(huì)加強(qiáng) 。 典型事實(shí)是 2001 年后股市開始進(jìn)入漫漫熊市 , 但房地 產(chǎn)市場(chǎng)開始火爆 , 這些變化顯然在很大程度上刺激了房地產(chǎn)價(jià)格的上升 。 政府政策既能直接影響房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 , 又能通過改變家庭房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期來間接影響房地產(chǎn) 市場(chǎng)價(jià)格 。 比如政府采取緊縮房地產(chǎn)市場(chǎng)的政策 ( 如控制房地產(chǎn)信貸 、提高利率和契稅 ) 既可能直接 帶來需求的下降和房地產(chǎn)價(jià)格的下降 , 更重要的是緊縮政策改變了家庭預(yù)期 , 家庭預(yù)期房地產(chǎn)價(jià)格下 跌 , 因而持幣觀望的家庭增加 , 房地產(chǎn)需求下降 。 影響開發(fā)商供給成本的因素主要是房地產(chǎn)造價(jià) ( 地價(jià)和建筑成本 ), 此外具有相當(dāng)壟斷性的開發(fā) 商還會(huì)要求較高的利潤(rùn)加成 ; 如果開發(fā)商具有相當(dāng)?shù)亩▋r(jià)力 , 那么他們?cè)诙▋r(jià)時(shí)就會(huì)加入這些因素 。 — 51 —

　李春吉 　孟曉宏

中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

四 、 實(shí)證分析 1 . 計(jì)量方程設(shè)定及變量的選取 為了驗(yàn)證上述理論分析 , 我們利用全國(guó) 31 個(gè)省市的 1999 ～ 2003 年房地產(chǎn)市場(chǎng)的相關(guān)資料從實(shí) 證上來檢驗(yàn)前面的模型 , 所有的數(shù)據(jù)都來自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)各期 。 限于篇幅 , 并且我們主要是對(duì)房 地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行分析 , 因此我們只檢驗(yàn)房地產(chǎn)價(jià)格決定方程 。 為此對(duì)方程 (1) 作對(duì)數(shù)變換得到 : ln( P ht )= 1 β 1+ r ln +ln y t + d 12 α+ β T +ln N +lnf( ) +ln( Ph t )
e

(3)

為檢驗(yàn)前面分析的各種因素變化對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響 , 我們進(jìn)一步假設(shè)家庭收入和貸款在 函數(shù)形式上對(duì)數(shù)可分 , 且影響開發(fā)商成本的因素在函數(shù)形式上也是對(duì)數(shù)可分的 。 這里我們主要考慮 影響房地產(chǎn)需求的家庭收入 、 房地產(chǎn)信貸 、 人口 、 家庭對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期和影響房地產(chǎn)供給的開發(fā) 商成本因素 ( 考慮房地產(chǎn)造價(jià) 、開發(fā)商壟斷情況 ) 的變化對(duì)房地產(chǎn)均衡價(jià)格和交易量變化的影響 。 這 樣我們把方程 (3 ) 改造為如下形式的計(jì)量方程 :
n

ln( Ph t ) =γ γ y it ) + γ dit ) +γ ( N it ) + γ P it- 1 ) +γ ε (4) 0 + 1 ln( 2 ln( 3 ln 4 ln( i ∑ lnf( ) + it
e i= 5

n =5 , 6, … 這里 p 表示房地產(chǎn)平均售價(jià) , y 表示收入 , d 表示房地產(chǎn)信貸 , N 表示城鎮(zhèn)人口 , 家庭價(jià)格預(yù)期取 適應(yīng)性預(yù)期的形式 , 即用前一期的房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格來表示 , f( ) 代表開發(fā)商成本函數(shù) , 下標(biāo) i表示地 區(qū) , t表示時(shí)間 。 接下來我們考察相關(guān)變量 , 表 1 給出了對(duì)回歸方程有意義的各個(gè)變量代碼及含義 。
表 1　變量代碼及含義 變量代 碼 AP AP1 AP2 AP3 AP4 AP5 AP6 Z JLY 1 Z JLY 3 Z JLY 4 IV2 IV3 IV5 PD I PO P ZJ LRG 含 　　　義 總體商品房平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 住宅平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 別墅 、高檔公 寓平均售價(jià) ( 元 平方 / 米) 經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 辦公樓平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 商業(yè)用房平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 其他商品房平均售價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — 國(guó)內(nèi)貸款 (萬(wàn)元 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — — — 自籌資金 (萬(wàn)元 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — — — 利用外資 (萬(wàn)元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當(dāng)年完成投資額 — — — 別墅高檔公寓投資 ( 萬(wàn)元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當(dāng)年完成投資額 — — — 經(jīng)濟(jì)適用房投資 (萬(wàn)元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當(dāng)年完成投資額 — — — 商業(yè)用房投資 (萬(wàn)元 ) 城鎮(zhèn)人均可支配收入 ( 元) 市區(qū)人口 ( 人) 平均房地產(chǎn)造價(jià) ( 元 / 平 方米 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率

　　 選取各地區(qū)房地產(chǎn)平均售價(jià) ( 等于房屋銷售總額 / 房 屋銷售面積 ) 作為房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 P , 這里 考察各種房地產(chǎn)平均售價(jià) , 包括總體上的商品房平均售價(jià)和結(jié)構(gòu)上的住宅平均售價(jià) 、別墅和高檔公寓 — 52 —

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平均售價(jià) 、 經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià) 、 辦公樓平均售價(jià) 、商業(yè)用房平均售價(jià)和其他商品房平均售價(jià) 。 收入 Y 用各地區(qū)人均可支配收入來表示 , 人口用市區(qū)人口 ( 等于市區(qū)人口密度乘以市區(qū)建成面積 ) 來表示 。 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的壟斷程度并沒有很合適的指標(biāo)來度量 , 我們用開發(fā)商營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率來表示 。 開 發(fā)商成本用每平方米房地產(chǎn)造價(jià)表示 。 房地產(chǎn)信貸變量的選取比較復(fù)雜 , 由于沒有直接的家庭房地產(chǎn)信貸數(shù)據(jù) , 我們用房地產(chǎn)企業(yè)的資 金來源或開發(fā)商房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)信貸的替代變量 。 之所以這樣處理 , 是因?yàn)殚_發(fā)商的大部分 資金來源或投資都直接或間接來自于家庭信貸 , 開發(fā)商銀行直接貸款最終也由房屋需求者償還 。 根據(jù)前面的分析 , 開發(fā)商投資與房地產(chǎn)價(jià)格和房地產(chǎn)供給都是正相關(guān)的 。 但是在回歸方程中引 入開發(fā)商投資變量后可能會(huì)引起兩個(gè)問題 : 一是房地產(chǎn)造價(jià)和房地產(chǎn)開發(fā)投資可能相關(guān) , 為此我們檢 查了這二者的相關(guān)系數(shù) , 發(fā)現(xiàn)它們的對(duì)數(shù)形式的相關(guān)系數(shù)很小 , 這樣我們就不必?fù)?dān)心房屋投資與房屋 造價(jià)相關(guān)的問題 ; 另一個(gè)問題是可能會(huì)存在開發(fā)商房地產(chǎn)投資和開發(fā)商資金來源相關(guān) , 事實(shí)上檢查它 們的相關(guān)系數(shù)確實(shí)發(fā)現(xiàn)開發(fā)商資金來源與開發(fā)商投資有較大的相關(guān)度 , 這樣在回歸分析時(shí)我們應(yīng)盡 量避免這二者的多重共線問題 。 盡管房地產(chǎn)投資和開發(fā)商資金來源有重疊之處 , 但檢查房地產(chǎn)投資 結(jié)構(gòu)和開發(fā)商資金來源結(jié)構(gòu)有助于我們了解是什么資金及什么投資影響什么樣的房地產(chǎn)價(jià)格 。 一般 來說資金來源是從需求方面影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的 , 而開發(fā)商投資是從供給方面影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的 。 開 發(fā)商資金來源包括國(guó)內(nèi)貸款 、 自籌資金 、 其他資金來源和利用外資 , 開發(fā)商房地產(chǎn)投資包括住宅 ( 含 別墅 、高檔公寓和經(jīng)濟(jì)適用房 )、 辦公樓 、 商業(yè)用房及其他房地產(chǎn)投資 。 2 . 計(jì)量結(jié)果的分析 由于房地產(chǎn)價(jià)格每年都有不同的特征 , 各地也有不同的政策 , 因此我們采用二維虛變量面板數(shù)據(jù) 最小二乘回歸分析方法對(duì)上述資料進(jìn)行實(shí)證分析 , 表 2給出了房地產(chǎn)平均售價(jià)計(jì)量結(jié)果 。 (1)商品房平均售價(jià) : 影響 ( 這里是指自變量的相對(duì)變化對(duì)應(yīng)變量的相對(duì)變化的影響 , 下同 ) 整 個(gè)商品房平均售價(jià)增長(zhǎng)的主要因素是人均可支配收入增長(zhǎng) 、 房地產(chǎn)造價(jià)上漲和具有部分預(yù)期性質(zhì)的 前一期商品房?jī)r(jià)格上漲 ( 這三者的彈性分別達(dá)到 0 . 419、 0 . 215和 0 . 286)。 人均可支配收入增長(zhǎng)帶來 的房?jī)r(jià)上升既有可能是居民對(duì)住房的實(shí)際需求增加的反映 , 也有可能帶來一部分的投機(jī)需求 ; 房地產(chǎn)造 價(jià)中的主要部分應(yīng)該是地價(jià)和建筑成本 , 這兩者上升是房地產(chǎn)造價(jià)上漲的主要因素 , 因此商品房平均售 價(jià)的上升有很大一部分來自地價(jià)和建筑成本的上升 。 前一期商品房?jī)r(jià)格的變化對(duì)當(dāng)期商品房?jī)r(jià)格的變 化具有正的影響 , 這表明總體上商品房?jī)r(jià)格的變化有部分是有預(yù)期價(jià)格變化引起的 , 這就說明在商品房 市場(chǎng)上可能存在投機(jī)性的購(gòu)房行為 。 別墅和高檔公寓的投資變化與商品房平均售價(jià)的變化正相關(guān) ( 彈 性為 0 . 02), 顯然投資價(jià)格較高的別墅和高檔房可以為開發(fā)商帶來較高的利潤(rùn) , 正是別墅和高檔房的較 高價(jià)格抬升了整體的商品房?jī)r(jià)格 。 相反經(jīng)濟(jì)適用房的投資的增長(zhǎng)卻與整體商品房平均售價(jià)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān) ( 其彈性為 - 0. 045), 這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)適用房?jī)r(jià)格低于普通商品房?jī)r(jià)格而使開發(fā)商不愿投資經(jīng)濟(jì)適用房 。 (2)住宅平均售價(jià) : 住宅市場(chǎng)是房地產(chǎn)最主要的市場(chǎng) , 別墅和高檔公寓的投資的增長(zhǎng)與住宅平均 售價(jià)增長(zhǎng)正相關(guān) ( 別墅和高檔公寓的投資彈性為 0. 02), 這一原因解釋如前 。 前一期住宅平均售價(jià)相 對(duì)變化對(duì)本期住宅平均價(jià)格的相對(duì)變化具有較大的正向影響 ( 彈性為 0.411) 這說明住宅市場(chǎng)上可能 存在較為嚴(yán)重的投機(jī)性購(gòu)房行為 。 此外 , 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的每年?duì)I業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率與住宅平均售價(jià)負(fù) 相關(guān) , 這意味著盡管房?jī)r(jià)在上升 , 但開發(fā)商的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率卻在下降 , 反映了在住宅市場(chǎng)上開發(fā)商 的競(jìng)爭(zhēng)程度逐年增加 。 事實(shí)上由于住宅包括普通住宅 、別墅 、 高檔公寓和經(jīng)濟(jì)適用房 , 別墅 、 高檔公寓 以及普通住宅的較高價(jià)格吸引了大量的資金投入到房地產(chǎn)的建設(shè)中來 , 這必然導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng) 的加劇 , 這主要表現(xiàn)在一方面是很高的住宅價(jià)格 , 但另一方面是較高的住宅面積空置率 。 (3 )別墅 、 高檔公寓平均售價(jià) : 別墅 、高檔公寓平均售價(jià)與別墅 、高檔公寓投資正相關(guān) ( 彈性為 0. 045), 其他因素與別墅價(jià)格增長(zhǎng)相關(guān)性不大 。 較高的別墅和高檔房?jī)r(jià)格吸引了一部分投資 。 — 53 —

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(4)經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià) : 別墅 、高檔公寓投資的彈性為 0. 025 , 前一期的經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià) 與當(dāng)期經(jīng)濟(jì)適用房平均售價(jià)負(fù)相關(guān) ( 彈性為 - 0.35), 這表明在經(jīng)濟(jì)適用房市場(chǎng)上投機(jī)的可能性不 大 , 這里的原因在于經(jīng)濟(jì)適用房的售價(jià)在很大程度上由政府控制 , 即使有人騙購(gòu)經(jīng)濟(jì)適用房 , 但這種 行為與投機(jī)性購(gòu)房行為顯然不一樣 。
表 2　房地產(chǎn)平均售價(jià)計(jì)量結(jié) 果 應(yīng)變量 自變量 log( ap) 0 . 447* (1. 603) log( ap1) 4. (0. 0. (0. 134 608) 419 188) log( ap2) 7 . 448 (0 . 298) log( ap3) 9 . 233 (0 . 743) log(ap4) - 1. 115* (1. 797) log(ap5) 7. 032 (1. 163) log(ap6) 4. 131 (0. 904)

常數(shù)項(xiàng) log(pdi) log( zjly1) log( zjly3) log( zjly4) log( iv2) log( iv3) log( iv5) log( ap( - 1)) log(ap1( - 1)) log(ap3( - 1)) log(ap4( - 1)) log(ap5( - 1)) log(ap6( - 1)) log(pop) log( zj) lrg 樣本范圍 樣本數(shù)目 R平方 調(diào)整的 R 平方 F 統(tǒng)計(jì)量 時(shí)間 \ 個(gè)體 固定 效應(yīng)檢 驗(yàn) 統(tǒng)計(jì) 量 F 和概率

0. 503 (0. 120) 0. 400 (0. 147) - 0. 102 (0. 031) 0. 020 (0. 008) -0 . 045 (0. 013) 0. 020 (0. 010) 0. 045* (0 . 028) 0 . 025 (0 . 011)

0. 268 (0. 084)

- 0. 048 (0. 021)

0. 131 (0. 073) 0. 286 (0. 084) 0. 411 (0. 084) - 0. 346 (0 . 105) - 0. 212 (0. 093) - 0. 431 (0. 084) 0. 249 (0. 069) 0. 215 (0. 072) -0 . 0013 (0. 0005) 1999 ～ 2003 148 145 0. 967 0 . 811 0. 956 0 . 750 86 . 444 13 . 366 2. 323 (0. 0005) 7 . 725 (0 . 000)

144 0. 980 0. 973 132 . 108 2. 737 (0. 000)

144 0 . 956 0 . 937 59. 357 6 . 941 (0 . 000)

2000 ～ 2003 115 120 0. 914 0. 899 0. 874 0. 853 23. 045 19. 657 5. 207 (0. 000) 6. 256 (0. 000)

1999 ～ 2003 150 0. 63 0. 516 5. 535 5. 564 (0. 000)

注: 除最后一行括號(hào)內(nèi)數(shù)字為概率外 , 其余括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差 , 除打 *號(hào)的變量顯著 性水平在 0. 10 以上之外 , 　　 其余變量顯著性水平 在 0. 10 以下 , 空格表示相應(yīng)的自變量 不顯著 (顯著性水 平在 15%以上 ) 或?yàn)?了避免 多重共 線而 未進(jìn)入 , 冗余時(shí)間 \ 個(gè)體固定效 應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表明所有方程都應(yīng)該接受時(shí)間 \ 個(gè)體固 定效應(yīng)模型 。

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(5)辦公樓平均售價(jià) : 主要與各種資金來源有關(guān) 。 國(guó)內(nèi)貸款和開發(fā)商自我籌資的增長(zhǎng)與辦公樓 平均售價(jià)增長(zhǎng)正相關(guān) ( 兩者的彈性分別為 0. 503 與 0. 4 ), 而外資來源的增長(zhǎng)與辦公樓平均售價(jià)增長(zhǎng) 負(fù)相關(guān) ( 彈 性為 - 0. 102 ), 前 一 期的 辦 公 樓平 均 售 價(jià)與 當(dāng) 期 辦 公 樓平 均 售 價(jià) 負(fù) 相關(guān) ( 彈 性為 - 0. 212)。 在這里我們也沒有看到對(duì)辦公樓售價(jià)的部分預(yù)期產(chǎn)生的價(jià)格正反饋機(jī)制 , 顯然是因?yàn)檗k 公樓的總體售價(jià)的高昂和特殊用途不會(huì)吸引投機(jī)性的購(gòu)買行為 。 (6)商業(yè)用房平均售價(jià) : 國(guó)內(nèi)貸款的增長(zhǎng)對(duì)商業(yè)用房平均售價(jià)有正的影響 ( 彈性為 0 . 268), 在各 類房地產(chǎn)中 , 商業(yè)用房平均售價(jià)增長(zhǎng)唯一地與別墅和高檔房投資增長(zhǎng)負(fù)相關(guān) ( 彈性為 - 0 . 048), 商業(yè) 用房投資與商業(yè)用房平均售價(jià)正相關(guān) ( 彈性為 0 . 131 ), 前一期商業(yè)用房平均售價(jià)與當(dāng)期商業(yè)用房平 均售價(jià)負(fù)相關(guān) ( 彈性為 - 0 . 431)。 (7)其他商品房地產(chǎn)平均售價(jià) : 這是唯一與人口增長(zhǎng)有關(guān)的房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng) , 市區(qū)人口對(duì)該類房 地產(chǎn)平均售價(jià)的彈性為 0 . 25。 還有一點(diǎn)要說明的是利率與房?jī)r(jià)和房地產(chǎn)交易量間的關(guān)系 。 在前面的模型分析中 , 我們看到利 率與房?jī)r(jià)和房地產(chǎn)交易量反方向變動(dòng) 。 但在實(shí)證分析中 , 由于利率不顯著 , 因此沒有進(jìn)入各個(gè)回歸方 程中 , 但檢查實(shí)際利率 ( 名義利率 -消費(fèi)價(jià)格衡量的通漲率 ) 與各種房地產(chǎn)平均售價(jià)的相關(guān)系數(shù)仍然 看出他們之間是負(fù)相關(guān)的 ( 最大的相關(guān)系數(shù)不超過 - 0 . 2 ), 這也部分地支持了前面的理論分析 。 五 、 結(jié)論 　　 總的來看 , 1999 ～ 2003 年商品房地產(chǎn)的平均售價(jià)與人均可支配收入和房地產(chǎn)造價(jià)之間的關(guān)系顯 著 , 但從結(jié)構(gòu)上來看人均可支配收入和房屋造價(jià)對(duì)各類房地產(chǎn)的平均售價(jià)的影響并不顯著 。 對(duì)別墅 和高檔房的投資增長(zhǎng)與商品房 、 住宅 、 別墅與高檔房 、 經(jīng)濟(jì)適用房的平均售價(jià)增長(zhǎng)都是正相關(guān) , 這說明 住宅類的房地產(chǎn)平均售價(jià)增長(zhǎng)有很大一部分是由別墅高檔房的價(jià)格來維持的 , 而別墅和高檔公寓的 需求并不是當(dāng)前老百姓住宅需求的主流 , 而且這類別墅和高檔房銷售面積和平均售價(jià)都在下降 , 如果 開發(fā)商盲目過多地投資于這類高檔房地產(chǎn) , 有可能帶來較大的投資風(fēng)險(xiǎn) , 因此應(yīng)該限制該類房地產(chǎn)的 投資 。 市區(qū)人口除對(duì)其他房地產(chǎn)平均售價(jià)增長(zhǎng)有影響外 , 在總體上和結(jié)構(gòu)上對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響都不 顯著 , 因此城市化進(jìn)程還沒有顯著影響到房地產(chǎn)價(jià)格 。 房地產(chǎn)市場(chǎng)上可能存在投機(jī)性的購(gòu)房行為 , 尤 其是在住宅市場(chǎng)上可能存在較大的投機(jī) , 但在經(jīng)濟(jì)適用房 、 別墅和高檔房 、辦公樓和商業(yè)用房中沒有 發(fā)現(xiàn)明顯的投機(jī)性購(gòu)房行為 。 對(duì)這種現(xiàn)象的解釋是經(jīng)濟(jì)適用房受政策影響 , 難有很多的投機(jī)購(gòu)買行 為 , 而別墅和高檔房 、辦公樓和商業(yè)用房由于價(jià)格較高 , 購(gòu)買人群較少 , 也難有很多的投機(jī)行為 。 經(jīng)濟(jì) 適用房平均售價(jià)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)適用房投資增長(zhǎng)負(fù)相關(guān) , 這表明經(jīng)濟(jì)適用房投資失血 , 這將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)適用 房供給減少 , 并進(jìn)一步導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)適用房?jī)r(jià)格上升 , 這會(huì)傷害購(gòu)買經(jīng)濟(jì)適用房的中低收入者利益 。 而且 經(jīng)濟(jì)適用房供給不足也會(huì)使更多買不到經(jīng)濟(jì)適用房的居民不得不到較多的投機(jī)行為的普通商品住宅 市場(chǎng)上購(gòu)買房地產(chǎn) , 這將使他們利益受損 , 最后獲益的是投機(jī)者和住宅開發(fā)商 。 這樣看來房地產(chǎn)市場(chǎng) 主要存在三大問題 : 一是開發(fā)商為了攫取高額利潤(rùn) , 在房?jī)r(jià)上漲的時(shí)候可能過多的投資于別墅和高檔 房 , 這有可能帶來投資風(fēng)險(xiǎn) , 并進(jìn)而引發(fā)房地產(chǎn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和銀行資本風(fēng)險(xiǎn) 。 第二個(gè)問題是在住宅市場(chǎng) 上可能存在較大的投機(jī)性購(gòu)房行為 , 投機(jī)性購(gòu)買行為會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)不正常地上漲 , 進(jìn)而可能形成房地產(chǎn) 泡沫 。 第三個(gè)問題是經(jīng)濟(jì)適用房的供給不足使普通居民利益受損 。 因此對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控重點(diǎn)應(yīng) 該調(diào)整開發(fā)商投資方向 , 減少別墅高檔房的投資 , 增加低檔房和經(jīng)濟(jì)適用房的投資 , 采取有效措施來 限制普通商品住宅市場(chǎng)上的投機(jī)行為 。

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中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

參考文獻(xiàn) :
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( 責(zé)任編輯 : 雨　 珊)

An Analysis of Real E state M arket Structure and P rice
L I Chun ji, M ENG X iaohong
(N an jing U niversity of F inance and E conom ics, N anjing 210003, China )

Ab strac t :Th is pape r ana ly sis ch ina ' s real estate m arke t structu re proble m s w ith the pane l data fro m 1999 to 2003 basing on a partia l equ ilibrium m ode . l T he resu lts sugge st there are th ree proble m s wh ich lie in the real estate m a rke t structure . The first is tha t the rea l esta te deve lope r m ay inve st too m uch on v illa s and luxury apa rt m en ts a t the ti m e o f housing price rising, and th is wou ld result in risks . The second is that there lie s so m e specu lations of buying housing in the housing m arkets w hich m ay fo r m bubb le s of housing m arkets . T he th ird proble m is tha t the lack o f econo m ic housing supply wou ld hurt housing buye r ' s benefits . So the ad just m en ts of rea l e sta te m arkets should focus on the rea l e sta te invest m ents . That is to de crease the invest m ents on villas and luxury apart m ents and to increase the invest m ents on econo m ic housing, and the government shou ld adop t so m e m easu res to restric t the speculations in the housing m a rke ts . K ey word s: rea l esta te;m arket struc ture; speculation;price

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Integrating the Separated ControlR ights: An Ana lysis of the Change of the StateOwned A sset Adm inistration Syste m
X IE Zhibin , ZHENG Jianghuai
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(1. Peking U niversity, Beijing 100871, China ; 2 . N an jing U niversity, N anjing 210093, Ch ina)

Ab strac t : In th is pape r we build a twostage g a m e m ode l to show that the integ ra tion o f control rights w ill i m prove the e ffic iency of sta teowned ente rprises . W e consider the contro l rights of stateowned en te rprise s a s transferab le p rope rty rights . The m anage rs o f sta teo w ned ente rprises w ill “ purchase” the con tro l rights from the offic ials by prov id ing them w ith som e kind o f benefits . Th is kind of transac tions leads to a m onopoly m a rke t of contro l rights since the offic ia ls ho ld the con tro l righ ts exclusively . W hen the con tro l righ ts are sepa ra ted a m ong m o re than one o ffic ial, these comp lementa ry con tro l righ ts w ill be so ld by independentm onopo lists . The m anager w ill have to pay m ore to purchase all kinds o f con tro l righ ts . This w ill result in the w ithdraw al of effo rt by the manage r and in turn w ill wo rsen the perfo r mance of stateowned ente rprises . That is why we ho ld tha t the sepa ra tion o f con tro l rights leads to the inefficiency o f stateowned enterp rises . K ey word s: sta teowned asse t adm in istra tion sy stem ; sta teow ned en te rprise; structure o f con tro l rights;m a rke t fo r control righ ts

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