我国房地产市场垄断程度调查论文

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一、引言

根据市场企业的数量、企业产品的性质、企业对产品价格的影响力以及企业进出市场的难易程度，新古典经济学将市场分为完全竞争、垄断竞争、寡头垄断和完全垄断四种市场结构，并已证明，后三种结构的市场产品数量都依次低于且价格都依次高于完全竞争市场。也就是说，只要市场不完全，就必然产生效率的损失和社会整体福利的下降。

就房地产市场而言，由于房地产行业具有资金密集、开发规模大的特点，同时，我国政府对房地产企业的管理实行严格的行业准入制度，这样房地产市场存在着一定的进入壁垒；而房地产建设投资周期长的特点又决定了企业在退出房地产业时也存在一定的障碍。房地产企业的数目与具有完全竞争行业的企业数目相比，相对而言要少得多。同时，虽然房地产业的一个显著特点是产品的异质性(如存在级差地租、住宅、别墅、经济适用房等产品质量上的差异)，但我们应该看到，在同一类型的产品上，各企业提供的产品差别实际上并不是很大的。故此，我们可以判定房地产市场至少不是完全竞争市场。

根据沈悦、刘洪玉(2004)的研究，1998年以来(尤其是2001年—2003年间)，我国各城市住宅价格的高速增长已经不能很好地用经济基本面和住宅价格的历史信息来解释，用完全竞争的房地产市场模型已经无法很好解释我国房地产市场的现状。在这样的不完全市场结构下，作为市场供给方的房地产企业所提供的房产数量必然无法满足广大居民的实际需求，而房地产价格也必然高于完全竞争市场状态下消费者所能够承受的水平，商品的市场价格必然高于其在完全竞争市场条件下由各厂商的边际成本所决定的价格。况伟大(2003，2004)根据Hotelling(1929)空间竞争模型，构建了一个一般性的空间竞争模型，得出了的空间垄断是北京市房价刚性的根本原因。可见，无论是实证检验，还是理论模型，均已证明我国房地产市场是一个不完全竞争的市场。

那么，如何来衡量市场的垄断程度呢？在产业组织理论中，判断市场垄断程度和市场势力通常要用到行业集中程度指标，即考察几家最大的厂商的产量或销售额在全行业市场中的影响力量，具体的方法有赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)、集中度比率、厂商规模不等性的度量(如基于洛伦茨曲线的方法或等集中度曲线方法)等等。但是，这些方法在测算市场垄断程度时，均要求掌握市场相关行业企业的具体情况，这需要进行大量的专项统计，而我国目前的统计数据还无法满足这方面的要求。同时，从完全垄断的市场结构出发，勒纳指数(LeanerIndex)则是衡量市场势力的一个很好的指标。目前，国内也有学者利用这个指标来研究我国房地产市场的垄断程度问题，如中国社会科学院财贸经济研究所最近的一项研究表明，近年来我国房地产市场的勒纳指数均在0.4以上，这表明我国房地产商品价格已经严重偏离了边际成本(汪浩、王小龙，2004)。况伟大(2004)分别测算了1996年—2002年各年北京、深圳、上海和天津四城市的勒纳指数，表明北京市的勒纳指数均在0.6以上，是四个城市中垄断程度最高的，上海市的勒纳指数则在0.4左右，是四个城市中垄断程度最低的，而深圳和天津房地产市场的垄断程度则居于京沪两城市之间。

根据勒纳指数的公式，其中为市场的需求价格弹性，为市场价格，而则表示商品的边际成本。但是，社科院财贸所和况伟大的研究都是利用公式的后一个形式，将房地产业的平均成本(AC)近似替代边际成本(MC)进行计算而得到的结果。如果产品市场是完全竞争的，那么也就意味着在均衡条件下企业的边际成本与平均成本相等，进行这样的计算是没有问题的。但是我们都知道，如果产品市场是不完全竞争的，那么在垄断厂商利润最大化的均衡条件下，企业的边际成本必然不等于平均成本，这样用行业的平均成本替代边际成本计算出的勒纳指数就会存在一定的误差。从上述勒纳指数公式可以看到，我们还可以通过测算商品的需求价格弹性来间接地得到勒纳指数，因此本项研究将采用这个方法来测算勒纳指数，并以此研究房地产市场的垄断程度问题。

本文的安排如下。第二部分将介绍勒纳指数公式及其含义；第三部分将对测算勒纳指数所需要的样本数据、变量及模型设定进行说明；第四部分，我们将分别针对1999年—2003年我国和各省(市、区)面板数据、各年截面数据和1987年—2003年我国房地产市场数据等样本，分别对勒纳指数进行测算，并对各省(市、区)房地产市场的垄断程度进行比较；最后一部分是本文的总结及政策含义。

二、勒纳指数及其含义

如前所述，勒纳指数(LeanerIndex)是衡量市场垄断势力重要的指标，具体形式可由如下公式表示：，其中为市场的需求价格弹性，为市场价格，而则表示商品的边际成本。勒纳指数的推导过程如下。

假定市场结构是完全垄断的，这样从垄断厂商的利润极大化目标出发，就可以得到其利润函数为由一阶必要条件，得到为边际收益，即MR。

又因为，所以，

是需求的价格弹性，。

又由于MR=MC，而MC≥0，可知。否则，若，则，与常理不符。而如果MC>0，则需求价格弹性大于1。可见垄断厂商从来不会选择在需求的价格弹性小于1的区域内从事生产，而往往是在需求富于弹性的区域内出现的。

从这个公式我们可以知道，勒纳指数刻画的是垄断利润的边际量，故又称为价格标高程度(markup)，是指垄断价格超出边际成本的部分对于垄断价格之比率。根据微观经济学理论，垄断厂商是按照边际收益等于边际成本(MR=MC)来决定产量q*，而当供给量为q*时，消费者愿意支付的最高价格(保留价格)为pm，从可知，垄断者的供给与价格之间不会存在着对应的关系，因为价格越高，垄断者获得的利润也会越大，这样垄断者的供应有可能减少。

勒纳指数还表明，市场竞争和垄断程度取决于商品的需求弹性：弹性越大，市场产品之间越具有竞争性，价格标高的程度越低，垄断的边际利润便越小，即垄断程度就越小；反之，弹性越小，垄断价格标高程度就越高，垄断程度就越高。这是因为，在完全竞争市场条件下，厂商产品价格应该等于其边际成本，也就是说，勒纳指数越趋近于零，市场竞争越完全，而从公式可以看出，这样商品的需求价格弹性的绝对值越趋近于正无穷，即是富有完全弹性的商品；反之，垄断程度越高，商品价格与其边际成本的差额越大(垄断者的垄断利润因而越大)，而从公式可以看出，这样商品的需求价格弹性的绝对值将很小。当然，有关勒纳指数的讨论有一个必要条件，即它要求商品的弹性都大于1.

根据勒纳指数公式，我们只要测算出商品的需求价格弹性，也就相当于得到了勒纳指数。故此，我们有必要专门对房地产市场的需求价格弹性进行测算，并由此得到勒纳指数，并以此判断房地产市场的垄断程度。

三、数据、变量及模型设定

1、数据及其来源

本文有关商品房屋销售和房价等方面数据全部来自中国国家统计局编制的各期《中国统计年鉴》中“固定资产投资”项下的专项数据。由于我国专门针对房产市场的统计时间不长，相关的统计指标只是近年来才逐步健全起来，这给我们的实证分析带来了一定的困难。国家统计局详细公开披露房地产投资等指标也只是从1999年开始，统计指标和样本数据数量和质量相对来讲并不令人满意，样本数量和数据来源的约束极大地限制了我们的检验工作。为了尽可能避免样本数量的制约，我们首先以全国和各省、市、自治区共32个基本观察样本，建立1999年至2003年共5年的面板(panel)数据进行研究，这样，我们一共获得了160个样本观测值。

另外，我们还搜集到了1987年至2003年我国房地产的相关数据。由于我国真正全面推进房地产商品市场化改革是从1998年开始的，这样促使我们有兴趣考察市场化改革前与改革后房地产市场垄断程度的变化，也即进行分段研究。利用各省(市、区)的数据，还可以对各省(市、区)的房地产市场垄断程度进行比较。

2、变量

为了测算勒纳指数，我们需要对房地产需求价格弹性进行测算，这样我们实际上需要两个变量：房地产需求变量与房地产价格变量。在统计年鉴中，有两个指标可以反映房地产市场的需求状况：“商品房屋销售面积”和“商品房屋销售额”。根据经济学的定义，需求是指消费者有支付能力的且已经实现的需求，故此以“商品房屋销售额”作为代表房地产市场实际需求的变量更为合适。我们以“平均商品房屋销售价格”指标来反映房价。在计量报告中，用D作为房地产需求变量的标识，以P作为房地产价格变量的标识。

3、基本模型设定

我们采取对数模型的形式

(1)由于对上式两边取微分，可得：

这样我们就得到了弹性的表达式，也即我们想要得到的价格弹性指标。在具体进行回归计算时，我们将对变量取自然对数，并采用过原点回归的方法。

在对面板数据进行回归时，由于我们的面板数据样本的时间序列仅有5年，时间相对较短，为了保证估计自由度，我们不采用运用面板模型的变截距和变系数模型。也就是说，对于一般的面板数据模型：

(2)其中：,为变量向量，，为参数向量，K为变量个数，i为截面数，T是时期数，随机扰动项相互独立，且均值为零，同方差。

假定时间序列参数齐性，即参数满足时间一致性，也就是参数值不随时间的不同而变化，则模型(2)可改写为：

(3)其中与的取值只受到截面单元的影响。这样，在参数不随时间变化的情况下，我们对截距和斜率参数进行如下假设：

回归参数系数和截距都相同，即有：

这样，得到我们所要采用的模型基本设定形式为：

(4)由于我国各省(市、区)的截面样本差异较大，在具体回归时，我们直接运用广义最小二乘法来校正异方差问题。

四、勒纳指数测算结果

我们分别对1999年—2003年我国及各省(市、区)的面板数据、1987年—2003年我国数据、以及1999年—2003年我国各省(市、区)的需求价格弹性进行测算，并计算出相应的勒纳指数。

1、面板数据结果

我们采取广义最小二乘法，运用Eviews4.0软件对面板数据进行过原点回归。具体结果如下：

计量结果非常理想，模型在1%条件下显著，拟合优度高达0.99。可以看到，房地产市场的需求价格弹性值为1.85，符合勒纳指数的要求(需求弹性大于1)。根据勒纳指数公式，可得房地产市场的勒纳指数为0.54，显然这个结果要我们前面提到的社科院财贸所的结果更大，这可能是由于计算样本不同和计算方法的差异造成的。但无论何种结果都可见，我国房地产市场的垄断程度是相当高的。

2、各年截面数据结果

上述面板数据得到的结果，实际上是时间序列数据与截面数据混合而得到的。随着我国市场经济的深入，尤其是加入WTO以来市场化进程的加快，我国房地产市场的竞争也应该逐渐加剧，市场垄断的程度也随之逐年降低。这样我们得到了如下假说：

假说1：房地产市场的垄断程度是逐年降低的，或者说房地产市场的需求价格弹性是逐年上升的，而相应的勒纳指数则逐年降低。

为此，我们利用上述面板数据的样本，针对每一年的截面数据(即32个观测值)进行测算，

各截面数据的计量结果都很理想，均在1%以下显著，且拟合优度均在0.99以上。通过最近5年截面样本的房地产需求价格弹性及勒纳指数可以看出，5年来我国房地产市场的垄断程度是逐年降低的，这说明随着市场化进程的加快，房地产市场的竞争程度也逐年加深，这印证了我们的假说1。当然，我们也注意到，市场竞争程度的加深和垄断力量的消退过程还是相当缓慢的。

3、1998年房改前后我国房地产市场勒纳指数测算

我们获得了1987年—2003年我国商品房屋平均销售价格和销售额的样本，具体指标情况如下表。

表1987年——2003年我国商品房屋销售价格及销售额

年份19871988198919901991199219931994

房地产销售价格(元)408503573703802105012801409

商品房销售额(万元)110096714721641637542201826323785974265938863714110184950

年份199519961997199819992000200120022003

房地产销售价格(元)171018061997206320532112217022502359

商品房销售额(万元)125772691427129217994763251330272987873439354423486275176032341376708995

数据来源：国家统计局，《中国统计年鉴》各期，中经网。

样本时期跨度较大，而这期间正是我国由计划经济向市场经济的过渡、居民住房也由计划分配向货币化市场调的过渡时期。1998年我国对房地产市场进行了全面的市场化改革，在相应的金融、收入等领域进行了相应的改革。与此同时，我国逐步放开了房地产开发的管制，各类投资主体开始进入房地产市场，在进一步推动了房地产市场的进一步规范、快速地发展的同时，也促进了房地产市场的竞争。因此，我们将样本分为两个阶段进行实证分析，分别划分为：1987年—1997年，我国计划经济向市场经济体制初步建立时期、1998年—2003年，市场经济体制深入发展，房地产市场改革深入时期。从这两个时期的划分可以看出，它们是一个市场化逐渐深入的过程，那么也就是市场竞争逐渐加大的过程。由此，我们可以得到与假说1类似的假说：

假说2：1998年我国实行房地产市场全面市场化改革后，我国房地产市场的垄断程度有所下降。

同样，运用Eviews4.0软件，得到如下计量结果：

样本期间：1987—2003样本期间：1987—1997样本期间：1998—2003

LND=2.25004*LNPLND=2.22316*LNPLND=2.289875*LNP

(0.01215)标准差(0.01132)标准差(0.01619)标准差

(185.096)T统计量(196.367)T统计量(141.4187)T统计量

(0.0000)P值(0.0000)P值(0.000000)P值

R2=0.9341R2=0.9372R2=0.48048

检验的结果还是比较令人满意的。从结果中可以看到，样本整体的回归结果显示我国房地产市场需求价格弹性为2.25，相应的勒纳指数为0.444，这与前面社科院财贸所的结果已经非常接近。分各个历史时期考虑，在1987年到1997年的计划经济体制向市场经济体制过渡、我国尚未全面开展房地产市场化改革的期间，我国房地产市场的需求价格弹性仅为2.223，相应的勒纳指数高达0.44981，说明当时的房地产市场的价格与边际成本差额与价格之比非常大，市场垄断程度非常强。另外，我们还在这个期间内分别计算了1987—1991年和1992年—1997年的市场需求价格弹性，虽然1992年我国明确提出了建设市场经济，但是1992年到1997年间的房地产市场需求价格弹性为2.25，甚至要比1987年至1991年的2.26还要小，1992年之后的市场勒纳指数(0.444)比1992年之前的还要略大(0.442)，也就是说在此期间的市场竞争条件并没有随着社会主义市场经济体制的确立而得到改善。当然，我们看到两段期间的市场竞争指数变化非常小，而之所以出现一定程度的倒退，很有可能是与1993年我国实行了紧缩的宏观经济政策，对房地产市场进行大规模治理整顿有着密切关系。直至1998年我国全面对房地产市场进行市场化改革，房地产市场的竞争程度也相应提高，随之市场的需求价格弹性也因而增加至2.29，勒纳指数下降到0.4367，而这进一步印证了假说2。但也应该看到，与验证假说1的情况一样，虽然房地产市场价格与厂商的边际成本差额与价格之比已经出现下降，垄断和市场不完全程度也相应好转，但是我们看到这种变化的幅度还是相当小的。总体而言，我国房地产市场的垄断程度还是非常严重，市场竞争环境的改善并不明显。

4、我国各地区房地产市场垄断程度比较

我们还利用1999年—2003年各省(市、自治区)的时间序列数据，分别对其勒纳指数进行了测算并进行了排序。当然，此处的计算时间序列样本仅为5个，样本数量过小，这可能使计量的精度和可信性存在一定的问题。不过，回归结果还是比较令人满意的，各省的指标回归结果都在1%条件下显著，大多数省份回归的拟合优度表现出了良好的性质，如上海市、江苏、浙江等省的R2分别高达0.97、0.91和0.90。具体结果如下表和图。

表1999年—2003年我国各省(市、区)房地产市场垄断程度

省份需求价格弹性勒纳指数省份需求价格弹性勒纳指数

江苏2.01270.4968陕西1.84710.5414

四川1.99620.5009北京1.82700.5473

山东1.98660.5034内蒙古1.82370.5483

浙江1.97750.5057吉林1.80020.5555

广东1.95870.5105贵州1.79710.5564

辽宁1.91520.5221天津1.79300.5577

安徽1.91220.5230新疆1.78690.5596

重庆1.91020.5235云南1.78510.5602

湖北1.90570.5247山西1.75450.5699

上海1.90250.5256广西1.75360.5702

福建1.89010.5291甘肃1.69620.5896

河南1.88050.5318宁夏1.65230.6052

江西1.87620.5330海南1.54070.6490

河北1.87310.5339青海1.53540.6513

湖南1.86840.5352西藏1.18110.8467

黑龙江1.84940.5407

图1999-2003年我国各省(市、区)房地产市场勒纳指数及其排序

从表和图可见，大多数经济发达的沿海省份的市场竞争环境也比较好，如江苏、山东、浙江、广东、辽宁等等，而中西部经济欠发达地区的市场竞争环境则较差，如西藏、青海、宁夏、甘肃等等，这说明市场竞争环境的好坏是与该地区的经济发展程度密切相关的，市场竞争越充分，垄断对社会福利造成的损失越小，经济就越有可能得到健康快速的发展。

五、总结及政策含义

市场不完全是房地产市场的一个重要的性质，垄断力量的存在必然会造成社会福利的净损失，而且市场垄断力量越大，社会福利受损越严重。本文针对我国房地产市场的垄断程度进行了一项实证研究。根据以上分析，我们至少可以得到如下几点结论：公务员之家:

1、我国房地产市场的竞争非常不充分，市场垄断度非常严重。无论是面板数据、各年截面数据、我国房地产市场的历史数据、以及我国各省(市、区)的勒纳指数测算都表明，房地产市场垄断程度相当高。实证结果强有力地证明了我国房地产市场并非完全竞争市场，市场垄断是造成了房地产价格扭曲的重要因素之一的观点。可以有十分的把握说，市场垄断是造成我国房地产市场失灵的重要原因之一。

2、随着市场化进程的深入和经济的发展，房地产市场的竞争程度逐渐加剧，市场垄断力量逐渐消退，但必须看到这一进程是相当缓慢的。通过截面样本和我国房地产市场历史数据的实证分析所验证的假说1和假说2均表明，随着我国市场经济体制的逐步完善和经济的发展，我国房地产市场竞争的因素在逐年增多，但这只是一个渐进的过程。由于房地产行业自身的特性，房地产市场向完全竞争的市场结构的转变还需要相当长的时间。

3、垄断力量的存在一定程度上可以解释近年来我国房地产价格刚性问题。众所周知，在不完全的市场结构下，消费者处于绝对的被动地位。作为市场供给方的房地产企业所提供的房产数量必然无法满足广大居民的实际需求，而房地产价格也必然高于完全竞争市场状态下消费者所能够承受的水平。也就是说，不完全市场条件下房地产商品的市场价格必然高于其在完全竞争市场条件下由各厂商的边际成本所决定的价格，这也就在一定程度上解释了为什么近年来我国房地产市场价格持续上涨，但需求不降反升，这一有违于一般价格规律表现形式的奇怪现象。

4、为了确保房地产市场的长期健康发展和居民福利的提高，政府应将促进房地产市场竞争作基本的方针政策。从我国政府已有的房地产行业政策来看，反垄断和促进竞争的政策还非常滞后。为了抑制过高的房价，政府很大一部分是采取的人为降低房地产开发成本的政策，如对从事经济适用房开发的企业实行土地等优惠政策，但“经济适用房”开发已经成为中国房地产开发商从政府手中获取廉价土地的基本手段之一，而垄断程度却与房价呈现出极为显著的正相关关系(平新乔、陈敏彦，2004)。因此，当前政府应将主要精力集中于促进市场竞争和反垄断的措施上来。只有促进竞争，开发商才有可能努力降低成本，将房价真正地降下来。反之，如果通过行政手段强制性地推行某些政策主张，甚至采取所谓的提高进入门槛等歧视性政策，不仅无助于降低市场风险，反而会加大市场的扭曲，引发更大的风险。

参考文献

1.Hay,DandD.Morris(1991):IndustrialEconomicsandOrganization,OxfordUniversityPress.

2.Henderson,J.MandR.E.Quandt(1980):MicroeconomicTheory,McGraw-HillBookCompany,NewYork.

3.Hotelling,H.(1929):“StabilityinCompetition”,TheEconomicJournal,Vol.39,No.153.

4.Tirole,J(1988):TheTheoryofIndustrialOrganization,MITPress,Cambridge.

5.况伟大(2003)：《垄断、竞争与管制——北京市住宅业市场结构研究》，经济管理出版社，5月。

6.况伟大(2004)：《空间竞争、房价收入比与房价》，《财贸经济》第7期。

7.平新乔(2001)：《微观经济学十八讲》，北京大学出版社，4月。

8.平新乔、陈敏彦(2004):《融资、地价与楼盘价格趋势》，《世界经济》第7期。

9.沈悦、刘洪玉(2004)：《住宅价格与经济基本面：1995—2002年中国14城市的实证研究》，《经济研究》第6期。

10.汪浩、王小龙(2004)：《通过公共产品的供给调控房地产市场》，北京大学中国经济研究中心内部讨论稿系列，No.C2004012，8月。