【2025-2026】房地产限购政策、公共服务对房价影响的实证研究10000字（论文）

房地产限购政策、公共服务对房价影响的实证研究 11.1我国房地产限购政策的发展现状分析 21.2模型设定 51.3实证过程与结果 7 71.3.2实证结果分析 8 1.4房地产限购政策、公共服务对房价影响的实证研究 1.5小结 (Zheng等.,2016)。住房价格水平的不断上涨以及住房市场区域差异的不断扩地产市场进行了宏观调控。特别地，为有效控制我国快速上涨的房价水平，自2010年起我国中央和地方政府陆续出台了“史上最严”调控政策一一房地产市场限购政策。该政策一经出台便受到了各界的关注和广泛讨论(Jia等.,2018;的直接影响(Lu等.,2021;Somerville等.,2020)。自1980年代中国市场化改革以来，房地产业经历了快速发展。根据我们前上涨(郑思齐，2016),使得该地区或者城市房地产行业发展过热。第二，商品为了更好地理解限购政策出台的北京，图1.1展示了是我国2009至2013年之间我国商品房销售额同比增长，这反映了房地产市场上的需求情况。如图1.1所示，2010年以前，我国商品房市场需求上涨较快，2009年第四季度全国和东中西部城市的商品房销售额较上一年的销售同比增长约为100%。这反映了2009有必要的。2010年房地产限购政策之后(图中红线表示),全国层面和东中西房市场需求急剧下降，直到2013年第四季度都保持在60%以下的同比增长。与于需求的下降，也将进一步影响房价。同时，图1.1表明东中西部城市受到限购同比增长在限购政策出台后的下降最为明显，同比增速小于-30%;而中西部地Figure1.1Year-on-yeargrowthrat城市实施时间城市实施时间城市实施时间北京沈阳天津昆明广州温州深圳南昌佛山海口南宁苏州南京表1.1限购城市和限购时间(续)城市实施时间城市实施时间城市实施时间杭州哈尔滨宁波贵阳呼和浩特福州西安绍兴厦门西宁徐州舟山银川台州兰州衢州郑州青岛中山武汉无锡太原长沙产市场的变化，2014年开始，许多城市逐渐放松了限购2014年中有32个城市正式宣布放松或者取消了限购政策。取消限购政策的城市和时间如表1.2所示。城市实施时间城市实施时间城市实施时间呼和浩特西安太原长沙兰州海口郑州西宁昆明沈阳表1.2取消限购城市和限购时间(续)城市实施时间城市实施时间城市实施时间温州厦门南京宁波南昌福州哈尔滨武汉海□银川南宁徐州杭州青岛无锡天津贵阳随后，在短暂的放松和取消限购政策后，2016年开始，多数城市开始启动 城市为控制组。基于对处理组和对照组跨时间(即政策实施前后)的结果变量差其中y;是时间t城市i的房价指数，Treat是一个虚拟变量，如果城市属于处理组，则等于1;如果城市在对照组中，Treart的值则等于0。Post表示时间是否控制变量的向量，用来控制城市层面的与房价水平相关的重要变量。式(1.1)DID方法需要平行的趋势假设，这意味着与没有实施限购政策的对照组相致DID方法的估算值不一致。因此，本章将引入区域层面的差异来尽量解决这使用区域差异，引入了一系列代表不同区域的哑变量，将基准公式(1.1)扩展为公式(1.2)。β₅Treati*Region;+β₆Postt*Regionj+β₇Postt*Treati*Regionj+yZitj+Eitj属于特定的一类城市(例如东部、中部、和西部城市),该值为1,否则则为0。东部地区；如果城市位于中部地区，则Regi本章节所使用的实证数据来自于中华人民共和国国家统计局，各城市统计制在中国的70个主要城市，并从样本中排除了大理市，因为大理的主要变量中本章最终的分析样本包括2009年第一季度至2013年第四季度的我国69个大中定义%二手房价格指数%国民生产总值元表1.4按组列出了关键变量的描述性统计信息，比较了房地产限购政策之前 (2009第一季度至2010第二季度)和房地产限购政策之后(2010第三季度至2013表1.4中的A栏显示了房地产限购政策之前的统计值，B栏显示了房地产限购政策之后的统计值。表1.4显示，在房价和宏观经济发展方面，处理组优于对本中所有城市的宏观经济状况从2009年到2013年均有所发展。与此同时，处理组中新建房屋的价格增长率从第一时期的5.22%下降到了限购政策实施之后的1.17%。对照组从3.24%增加到3.63%。两组之间实施限购政策前后的差异可能N平均值标准差N标准差A.限购政策实施前(20092010:Q2)表1.4指标描述性统计(续)N平均值标准差N标准差B.限购政策实施后2013:Q4)表1.5分别报告了房地产限购政策对新住房市场和二手住房市场中房价的短期和长期影响。本章中房地产限购政策的短期影响限定在2009年第一季度到2012年第四季度之间。不同于传统的经济学中关于长期影响的定义，由于限购言的。本章所指的的长期影响是指房地产限购政策在2009年第一季度至2013年展示了短期效应,列(3-4)则汇报了长期效应。在第(1)列仅考虑了房地产限购政策的影响。在第(2)列中包括了其他控制变量。第(5-8)列报告了房地产此外,研究结果还表明,无论短期还是长期,这种影响都是显著的。但是,通过对比短期和长期的结果,可以发现房地产限购政策对新建房屋价格指数的长事实所致。除了对新建商品房价格的影响显著之外,第(5-8)列显示,房地产限购政策对也会显著抑制二手房的价格指数。这个结论与陈淑云等(2019)不同,他们认为限购政策仅仅对于新建住宅价格的上涨,却对二手住宅没有显著影响。而本研究则发现与新房市场相比,限购政策对二手房市场仍存在显著影响,只是影响相对较小。通过实证分析限购政策对房价的影响,本章节验证了假设H2a,结果表明限购政策会抑制房价水平,特别是在短期内。短期长期短期长期(2009:Q1至2012:Q4)(2009:Q1至2013:Q4)(2009:Q1至2012:Q4)(0.442) (0.396)(0.343)N注：*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001题，本节中将基于公式(1.2)分析。表1.6和表1.7中展示了回归结果。其中，第(1-2)列显示了房地产限购政策对东部地区房价的影响，第(3-4)列显示了对中部城市的影响，第(5-6)列显示了对西部城市的影响。结果表明，房地产策的影响在不同地区之间有所不同。列(1-2)表明，与中西部城市相比，房地产限购政策对东部城市的净影响更大。相应地，第(6)列表明房地产限购政策东部城市中部城市西部城市无是无是无是N无是无是无是N差异。本研究中的多数东部城市(如上海、南京等)房地产市场较为发达，房地对样本进行限制，仅保留2009年第一季度到2010年第一季度，以及2011年第三季度到2012年第四季度的数据。通过对选定的时间段进行基于公式(1.1)进行DID分析，以此来排除不同城市实施限购政策的时间不同带来的干扰。表1.8Table1.8RobustnesstestresultsofN短期(2009:Q1至2012:Q4)长期(2009:Q1至2013:Q4)短期(2009:Q1至2012:Q4)长期(2009:Q1至2013:Q4) (0.370)尽管分析表明，房地产限购政策可以有效抑制房价的快速上涨，但自2014消的影响讨论的较少。本节接下来估算房地产限购政策取消对房地产市场的影为了考察取消限购政策对房地产市场的影响，本节利用2012年第一季度至2016年第二季度的数据，并基于公式(1.1)估计了房地产限购政策的取消产生的影响。表1.10和表1.11分别采用了不同的估计方法研究了取消房地产限购政N表1.11限购政策对房价指数影响的稳健性检验：取消限购政策(Biased-correctionLSDV)二手商品住宅价格指数N产限购政策在我们的研究中不是自然实验。相反，它具模型中还无法解决处理组和对照组的一些不可观察的特征。为了解决我们DID准模型的分析进行稳健性检验。表1.12报告了倾向得分匹配方法-DID方法中包括LogLP,LagHP,LogPGDP(人均GDP)和LogINC。3.224***NVariableSampleTreatgroupC10.697 1.8250.4450.044表1.3显示了基于半径匹配方法的平均处理效应。匹配后可以检验对照组图1.2显示了匹配前后处理组和对照组的核密度图。如图1.2(a)所示，处基于匹配过后的数据，表1.14报告了房地产限购政策影响的PSM-DID估计。结果表明，房地产限购政策对房价的影响估计为-1.2,且在5%的水平上是显着的。这说明，引入PSM后，房地产限购政策对房价增长的影响仍然很大。这意味着房地产限购政策的实施会对房价增长产生负面影响。因此，基准DID1图(a)为匹配前的倾向得分核密度图。图(b)表示匹配后的倾向得分核密度图。川1.4房地产限购政策、公共服务对房价影响的实证研究要关注限购政策影响房价的异质作用。具体来说，本节在DID的基础模型(1.1)在实证分析中，为了避免受到反向因果关系的影响，本研究选取了2009年公共服务水平的数据。表1.15和表1.16分析汇报了固定效应模型下限购政策与平和教育水平而言，所有三次交互项系数均不显著,表明限购政策并不会通过和Table1.15Empiricalresults