基于月度數(shù)據(jù)的中國住房價格與租金關系研究

龍馳 賴洪貴

摘要：購買市場和租賃市場是住房市場的基本構成內容，二者的關系必然反映在住房出售價格與租賃價格的關系上。本文利用PVAR和差分GMM模型對2017年1月至2020年12月中國住房出售價格與租賃價格月度數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)我國住房出售月度價格和租賃月度價格之間存在著明顯的相關關系，住房出售月度價格對住房租賃月度價格的影響大于后者對前者的影響，住房購買市場和租賃市場及住房租購月度價格之間的聯(lián)動性在中、東、西部依次減弱。

關鍵詞：住房租購月度價格;PVAR模型;差分GMM模型

中圖分類號：F293.33? ? 文獻標志碼：A? ? 文章編號：1001-862X（2021）06-0048-007

我國于2000年就提出發(fā)展住房租賃市場，但是受住房制度及消費觀念的影響，住房租賃市場發(fā)展緩慢。近年來，國家出臺多項政策以推進住房租賃市場的發(fā)展。2017年10月，十九大報告提出“房住不炒，租售并舉”的政策導向，有效發(fā)展住房租賃市場成為我國的重要任務，住房租賃市場的發(fā)展開始加速。住房租賃市場是住房供應體系的重要組成部分，租賃市場和購買市場的協(xié)調發(fā)展有利于完善住房供應體系，解決不同需求居民的住房問題，從而促進房地產市場的穩(wěn)定、健康發(fā)展。住房價格既是住房購買市場供求關系的反映，也是引導住房購買市場健康發(fā)展的重要指標。租賃價格是住房租賃市場的信號，同樣既反映了住房租賃市場的供求情況，也引導著住房租賃市場的發(fā)展。兩個指標之間的關系將兩個市場關聯(lián)起來，兩個指標相互關系是否合理會影響兩個市場的協(xié)調發(fā)展。因此，研究住房租購價格的關系具有重要的現(xiàn)實意義。[1]

一、文獻綜述

目前，已有關于住房租購價格關系的研究并沒有達成統(tǒng)一結論。根據(jù)結論的不同，可以將文獻大體分為三類：雙向關系論、單向關系論、相互獨立論。雙向關系論是指住房租購價格相互影響，單向關系論是指住房租購價格之間僅是一方影響另一方，相互獨立論是指住房租購價格相互獨立。

張所地等（2014）通過對我國35個大中城市1998—2010年的房屋出售和房屋租賃價格指數(shù)研究發(fā)現(xiàn)：房價和租金之間的關系因城市而異;杭州、上海、廣州、青島等東部經濟區(qū)沿海城市房價與租金呈現(xiàn)正相關關系，租金變動對房價的影響較大，房價變動對租金的影響較小;銀川、昆明、太原、西安、呼和浩特等中西部經濟區(qū)城市房價與租金也呈現(xiàn)正相關關系，但租金變動對房價的影響較小，房價變動對租金的影響較大。王文莉和武優(yōu)勐（2015）基于宏觀經濟學存量—流量模型和城市經濟學研究方法構建了房價和租金互動關系的理論模型：在資本市場和物業(yè)市場構成的住房體系內，房價和租金是住房市場中相互影響的內生變量，租金通過資本化率的變動影響房價，房價通過住房存量的變動影響租金。Dong Zhai 等（2017）利用2013—2018年中國30個城市的面板數(shù)據(jù)構建聯(lián)立方程模型分別考察房價和租金的影響因素，實證結果表明房價與租金之間存在內生關系。劉曉君等（2019）通過因果分析得出住房租賃市場與住房銷售市場存在正向協(xié)整關系，兩類市場的發(fā)展狀況存在正向相互影響關系。趙亮和汪園林（2020）使用廣州市2009年3月至2019年3月的住房租金和房價月度數(shù)據(jù)建立了誤差修正模型，通過協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗驗證了廣州市住房租金和房價之間的長期均衡關系。此外，在廣州市住房租賃新政出臺后，房價對租金的影響減小，租金對房價的影響增強。

對于單向關系論，杜紅艷、馬永開（2009）認為，短期看各地房價和租金變動相互獨立，但長期看房價變動卻是誘導租金變動的重要原因。鄭文娟（2011）利用我國2003—2008年全國35個大中城市的相關數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)長期內住房出售價格對租賃價格有顯著影響，而住房租賃價格對出售價格的影響則很微弱。李寧（2014）基于房地產市場內生屬性構建房價租金關系的理論分析框架，運用全國房屋出售和租賃價格指數(shù)數(shù)據(jù)進行實證分析，結果顯示房價在短期和長期內都將影響租金水平，但租金對房價影響甚微。葉君波（2015）以2008—2013年30個城市的年度面板數(shù)據(jù)為研究對象，對住宅價格與住宅租金的關系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)住宅價格偏離住宅租金所決定的住宅價值，住宅價格對住宅租金存在強單向正向作用;徐麗紅（2018）利用廣州市六個區(qū)共18個樣點樓盤2009年1月至2014年1月期間的地價、房價與租金三者之間的互動關系進行了實證研究，結果表明：房價不是租金的Granger原因，即房價變動不能解釋租金的變化;反之，租金是房價的Granger原因，即租金的變動可以解釋房價的變化。陳卓和陳杰（2018）利用2002—2009年國家統(tǒng)計局大樣本城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據(jù)（UHS）構造了涵蓋152個地級市的城市面板數(shù)據(jù)，從供給的角度考察住房市場結構對房價的影響效應。實證結果表明：住房租賃市場的發(fā)展對房價存在顯著的抑制影響，平均而言，城市住房租賃比每提高一個百分點會使住房價格降低0.2～0.3個百分點，這一效應在東部城市尤為明顯。

對于相互獨立論，Sommer（2011）基于美國1995—2005年住房相關指數(shù)分析指出：美國住房出售價格指數(shù)在剔除通貨膨脹后上漲了近五成，而美國的住房租賃價格指數(shù)則幾乎沒太大的變化。張屹山（2010）利用格蘭杰因果關系檢驗及脈沖響應函數(shù)對我國1998—2008年房地產的相關季度數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結果表明在短期內土地價格與住房出售價格存在顯著的雙向因果關系，而住房租賃市場與住房出售市場相對獨立，住房租購價格之間彼此影響甚微。曾五一和李想（2011）使用CIPS面板單位根檢驗和Pedroni面板協(xié)整檢驗對我國2003—2009年間35個大中城市房屋出售價格指數(shù)和房屋租賃價格指數(shù)進行了檢驗，結果表明兩者之間既不存在單整關系，也不存在協(xié)整關系。鄒薇等（2017）將房價租金比作為分解對象，通過動態(tài)因子模型將全國28個大中城市的住房市場波動分解為租金、利率和風險溢價等部分，對住房市場波動的誘因研究表明：預期租金和利率對房價波動的影響微弱。崔娜娜等（2019）利用2016年北京市各住宅小區(qū)的住房價格、租金數(shù)據(jù)及2006—2016年北京市月度住房出售價格指數(shù)、住房租賃價格指數(shù)對北京住房價格和租金空間分異進行剖析后發(fā)現(xiàn)：北京市住房銷售市場和住房租賃市場基本相對獨立發(fā)展，符合雙重市場的特征。[2]

縱觀已有文獻，雖然學者對住房租購價格的變動關系做了比較細致的研究，但得到的結論卻不盡相同，這可能和選擇數(shù)據(jù)的范圍、內涵有關。此外，學者們的研究大多基于年度或季度數(shù)據(jù)，基于月度數(shù)據(jù)租購價格短期變動關系的研究尚少。本文試圖利用2017年1月至2020年12月全國省會城市及進一步區(qū)分不同區(qū)域所在省會城市的住房租購月度價格面板數(shù)據(jù)作為研究對象，以期更全面和準確地把握新階段下住房租購價格的“短期”變動關系及區(qū)域之間這種變動關系的差異性。

二、基于PVAR模型的住房租購月度價格變動

關系實證分析

本文先用PVAR模型進行實證檢驗。之所以采用PVAR模型是因為該模型把所有的變量都作為內生變量來處理，從而減少了由于主觀判斷所導致的錯誤。這里先不引入控制變量，這是因為住房購買市場與租賃市場同處于住房市場，這樣可以更加直接地構建我國住房出售價格與租賃價格的PVAR模型，且能更加直觀地看出這兩個變量之間的變動關系方向及程度。

（一）全國省會城市住房租購月度價格關系檢驗

1.變量選取及模型構建

本文選取了2017年1月至2020年12月全國30個省會城市的住房出售價格與租賃價格月度數(shù)據(jù)（共1440個數(shù)據(jù)，西藏的相關數(shù)據(jù)不全，被剔除），所有數(shù)據(jù)均來源于中國房地產業(yè)協(xié)會和中國指數(shù)研究院，并結合各省會城市月度CPI，將月度住房租購價格轉化為實際價格。同時為了消除可能存在的異方差，對住房出售價格與住房租賃價格取對數(shù)，其中l(wèi)nprice表示對數(shù)化了的住房出售月度價格，lnrent表示對數(shù)化了的住房租賃月度價格。

根據(jù)PVAR模型的原理，構建住房租購月度價格的PVAR模型如下：

lnrent■=γ■+■？覫■lnrent■+■φ■lnprice■+γ■+u■，i=1，…，N

t=1，…T

lnprice■為個體i在t時點的M個M×1向量，lnrent■是個體i在t時點的M個M×1向量，？覫■，φ■為M×M個待估計系數(shù)矩陣，γ■表示個體i的M個固定效應矩陣，u■為隨機誤差項。

2.平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗

首先，對lnrent和lnprice兩個變量分別進行ADF和LLC檢驗，根據(jù)單位根檢驗原理可以判斷無論是ADF還是LLC檢驗，結果均表明是平穩(wěn)的序列。

下面采用E-G兩步法檢驗它們之間是否存在協(xié)整關系。首先利用OLS法進行回歸，得到協(xié)整方程，分別稱為住房出售價格模型和租賃價格模型：

lnprice=C1+C2lnrent+εt

lnrent=C3■+C4lnprice+ξt

其次是對上述回歸方程的殘差序列εt和ξt進行單位根檢驗，檢驗結果表明無論采用哪種檢驗方式，殘差序列εt和ξt均在10%的顯著性水平下平穩(wěn)，說明住房出售月度價格和住房租賃月度價格之間存在協(xié)整均衡關系。

3.格蘭杰檢驗

對住房租購價格月度數(shù)據(jù)序列進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表1：

由表1，在10%的顯著性水平下，滯后2期和3期時，住房出售月度價格是住房租賃月度價格的單項格蘭杰原因;在5%的顯著性水平下，滯后4期和5期時，住房出售月度價格和住房租賃月度價格之間存在雙向格蘭杰因果關系。

4.脈沖響應函數(shù)和方差分解分析

為了進一步分析二者之間相互影響的強度與方向，有必要通過脈沖響應函數(shù)及方差分解來驗證。在運用AR根檢驗判定該模型具有穩(wěn)定性之后，依據(jù)SC準則確定最優(yōu)滯后期為2期。對住房租購月度價格相互之間的沖擊響應函數(shù)圖像分析可得：就全國省會城市而言，租賃價格對租賃價格的沖擊在第一期達到最大后開始下降，在第二期達到最低后略微上升，于第三期開始呈小幅度下降趨勢并逐漸趨于穩(wěn)定;出售價格對出售價格的沖擊與租賃價格對租賃價格的沖擊響應基本類似，但在第三期之后的下降趨勢更加明顯;租賃價格對來自于出售價格的沖擊始終是正響應，且響應程度緩慢增強;出售價格對來自于租賃價格的沖擊立即做出正響應，隨后下降并在第二期達到最小值且轉為負響應，第三期轉為正響應并緩慢上升。

全國省會城市住房租購月度價格方差分解結果顯示：縱向來看，對住房出售月度價格和住房租賃月度價格的影響主要還是來自于它們本身。橫向來看，住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度大于住房租賃月度價格變動對住房出售月度價格變動的影響程度。結果表明，在第十期，住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度是其逆向過程的8倍左右。

（二）東、中、西部省會城市住房租購月度價格關系檢驗

1.東部省會城市住房租購月度價格關系實證檢驗

通過東部省會城市住房租購月度價格脈沖響應函數(shù)圖像分析，從住房出售價格變動率對住房出售價格變動率的沖擊來看：受到沖擊后第一期做出正向響應并達到最大，立即開始下降變?yōu)樨撓蝽憫S后正負響應交替進行并逐漸收斂消失;住房租賃價格變動率對住房租賃價格變動率的沖擊響應過程與住房出售價格變動率對住房出售價格變動率的沖擊類似，在第五期對沖擊的響應趨于消失;從住房租賃價格變動率對住房出售價格變動率的沖擊來看：受到沖擊后出售價格變動率有微弱的正向響應，第二到八期有正負震蕩響應，并于第九期趨于消失;從住房出售價格變動率對住房租賃價格變動率的沖擊來看：在前三期保持正向遞增的趨勢，第四到六期遞減且為負響應，并于第七期趨于消失。

東部省會城市住房租購月度價格方差分解結果顯示：縱向來看，對住房租購月度價格的影響主要還是來自于它們本身。橫向來看，住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度遠大于其逆向過程。

2.中部省會城市住房租購月度價格關系實證檢驗

住房出售價格變動率對住房出售價格變動率的正向響應在第一期達到最大，之后立即開始下降變?yōu)樨擁憫?，隨后開始正負交替響應并于第五期趨于消失;住房租賃價格變動率對住房租賃價格變動率的響應過程與住房出售價格變動率對住房出售價格變動率的正向響應過程類似，在第四期對沖擊的響應逐漸消失;住房租賃價格變動率對住房出售價格變動率的前兩期響應為正且遞增，第三期為負響應，并于第五期趨于消失;住房出售價格變動率對住房租賃價格變動率做出微弱的正響應之后逐漸遞減，在第三期變?yōu)樨撓鄳?，并逐步消失?/p>

方差分解結果顯示：縱向來看，對住房租購月度價格的影響主要還是來自于它們本身。橫向來看，住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度小于其逆向過程。

3.西部省會城市住房租購月度價格關系實證檢驗

西部城市住房出售價格變動率對住房出售價格變動率的沖擊和住房租賃價格變動率對住房租賃價格變動率的沖擊與中部城市相對應的沖擊響應過程類似;住房租賃價格變動率對住房出售價格變動率的沖擊在前兩期有微小的負向響應，隨后逐漸收斂趨于消失;住房出售價格變動率對住房租賃價格變動率的沖擊在第一期有很小的負向響應，其余期幾乎不存在響應。

方差分解結果顯示：縱向來看，對住房租購月度價格的影響主要還是來自于它們本身。橫向來看，住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度小于其逆向過程。

利用PVAR模型對全國省會城市及東、中、西部省會城市住房租購月度價格變動關系分析得到的結論是：全國和東部省會城市住房出售月度價格對租賃月度價格的影響均大于其逆向過程，中部和西部省會城市則相反。

三、基于差分GMM模型的住房租購月度價格

關系實證檢驗

本部分實證與上一個實證是遞進的關系。經過上一個實證后，依據(jù)全國數(shù)據(jù)的實證結果選取住房租賃月度價格為被解釋變量，住房出售月度價格為解釋變量。此外，再加入各省會城市的住房月度銷售面積作為控制變量?？紤]到當期住房租金很可能受到前一期租金的影響，所以把住房租金這個被解釋變量的滯后期加在解釋變量中。故本部分實證采用動態(tài)面板模型，進一步，為解決內生性及難以獲取較多控制變量的問題，采用差分GMM模型進行估計。

與大部分研究年度或者季度數(shù)據(jù)的文獻不同，本文從月度數(shù)據(jù)入手，著重研究變量間的短期變動關系，所以很難找到較多與之配套的控制變量。為此，本部分對變量的差分項進行回歸，不研究變量本身的關系，轉而研究變量變化率之間的關系。這種處理方法有效地解決了控制變量較少的問題，因為對于一個城市而言，傳統(tǒng)的變量諸如GDP、人均收入水平、人均工資水平和常住人口等在一個月內很難有較大的變化，對其差分后的影響幾乎可以忽略不計。

（一）全國省會城市住房租購月度價格關系回歸分析

1.變量選取與模型構建

本部分選取了2017年1月至2020年12月全國30個省會城市（共1440個數(shù)據(jù)，西藏的相關數(shù)據(jù)不全，被剔除）的住房出售月度價格、租賃月度價格及住房銷售面積月度數(shù)據(jù)進行實證分析。住房租購月度數(shù)據(jù)的選取和來源同前，本部分的住房銷售面積月度數(shù)據(jù)來源于Wind。利用各省會城市的CPI指數(shù)剔除通貨膨脹對住房租購價格的影響，從而得到真實的住房租購價格。同時對這三個變量分別取對數(shù)，以便消除可能存在的異方差。其中l(wèi)nrent、lnprice、lnarea分別表示對數(shù)化了的住房租購月度價格和住房月度銷售面積，并對各變量進行一階差分，得到Δlnrent、Δlnprice和Δlnarea。

根據(jù)差分GMM模型的一般形式，構建本文的差分GMM模型如下：

Δlnrentit=αΔlnrenti，t-1+βΔlnpriceit+γΔlnareait+Δεit

其中Δlnrenti，t-1是滯后一期的被解釋變量，Δεit是隨機擾動項。

2.平穩(wěn)性檢驗

回歸之前需對各個差分序列做平穩(wěn)性檢驗，時間序列的時變特性實際上反映了時間序列的非平穩(wěn)性質。對非平穩(wěn)時間序列的處理方法一般是將其轉變?yōu)槠椒€(wěn)序列，這樣就可以應用有關平穩(wěn)時間序列的方法來進行相應的研究。對時間序列單位根的檢驗就是對時間序列平穩(wěn)性的檢驗，非平穩(wěn)時間序列如果存在單位根，則一般可以通過差分的方法來消除單位根，得到平穩(wěn)序列。對于存在單位根的時間序列，一般都顯示出明顯的記憶性和波動的持續(xù)性，因此單位根檢驗是有關協(xié)整關系存在性檢驗和序列波動持續(xù)性討論的基礎。

ADF和LLC的檢驗結果均表明Δlnrent、Δlnprice和Δlnarea都是平穩(wěn)的序列。

3.動態(tài)面板回歸結果分析

對平穩(wěn)的序列做回歸分析，得到表3。

從實證結果可以看出，被解釋變量的滯后一期Δlnrent（-1）的P值為0，表明該解釋變量在1%的水平下顯著，其系數(shù)為-0.181509。這說明本期住房租金變化率很容易受上一期住房租金變化率的負向影響，即上期租金變化率上升1%，會導致本期租金變化率下降0.181509%。房價變動率對租價變動率在5%的水平下有顯著的正向影響，房價變化率每上升1%，租金變化率將上升0.011927%，這與PVAR實證結果一致。住房銷售面積變化率對租金變化率的影響在1%的水平下顯著為負。模型中，AR（2）的P值為0.2321，表明模型無法拒絕擾動項差分的二階自相關系數(shù)為0的假設，Sargan檢驗P值為0.326230，表明模型無法拒絕所有工具變量都有效的原假設，該模型不存在過度識別現(xiàn)象，說明差分GMM是適用的，且該模型的估計結果有效。

（二）東、中、西部省會城市住房租購月度價格關系回歸分析

利用與全國省會城市同樣的回歸方法對東、中、西部省會城市相關數(shù)據(jù)進行實證，結果如下。

1.東部省會城市住房租購月度價格變動關系回歸

由東部省會城市的實證結果可以看出，Δlnrent（-1）的P值為0，表明該解釋變量在1%的水平下顯著，其系數(shù)為-0.262263。這說明本期住房租金變化率很容易受到上一期住房租金變化率的負向影響，即上期租金變化率每上升1%，會導致本期租金變化率下降0.262263%。房價變動率對租價變動率在1%的水平下有顯著負向影響，房價變化率每上升1%，租金變化率將下降0.041053%。住房銷售面積變化率對租金變化率的影響在1%的水平下顯著為正。與全國的情況類似，模型的AR（2）的P值為0.7491，Sargan檢驗的P值為0.735227，說明差分GMM是適用的，且該模型的估計結果有效。

2.中部省會城市住房租購月度價格變動關系回歸

由中部省會城市的實證結果可以看出，Δlnrent（-1）的P值為0，表明該解釋變量在1%的水平下顯著，其系數(shù)為-0.241338。這說明本期住房租金變化率很容易受到上一期住房租金變化率的負向影響，即上期租金變化率每上升1%，會導致本期租金變化率下降0.241338%。房價變化率對租金變化率在5%的顯著性水平下有正向影響，房價變化率每上升1%，租金變化率將上升0.075633%。住房銷售面積變化率對租金變化率的影響不顯著。與全國和東部的情況類似，模型的AR（2）的P值為0.3268，Sargan檢驗的P值為0.370854，說明差分GMM是適用的，且該模型的估計結果有效。

3.西部省會城市住房租購月度價格變動關系回歸

由西部省會城市的實證結果可以看出，Δlnrent（-1）的P值為0，表明該解釋變量在1%的水平下顯著，其系數(shù)為-0.251866。這說明本期住房租金變化率很容易受到上一期住房租金變化率的負向影響，即上期租金變化率上升1%，會導致本期租金變化率下降0.251866%。房價變動率對租價變動率的影響不顯著。住房銷售面積變化率對租金變化率的影響在5%的水平下顯著為負。與全國、東部和中部的情況類似，模型的AR（2）的P值為0.3569，Sargan檢驗的P值為0.683772，說明差分GMM是適用的，且該模型的估計結果有效。

利用差分GMM模型對全國省會城市及東、中、西部省會城市住房租購月度價格變動關系回歸分析得到的結論是：住房出售月度價格變動率對住房租賃月度價格變動率的影響顯著程度從中部、東部到西部依次減弱，表明住房租購市場及住房租購月度價格之間的聯(lián)動性在中部、東部到西部依次減弱。

四、研究結論及啟示

通過PVAR模型及差分GMM機制檢驗，可得如下結論：第一，中國住房租購月度價格之間的相互影響關系明顯，且住房出售月度價格是住房租賃月度價格的格蘭杰原因。這說明二者季度、年度及更長期的價格互動關系是以月度價格互動關系為基礎的，必須重視對二者月度價格關系的監(jiān)測和調控。第二，我國整體上住房出售月度價格在住房市場價格中占主導地位，它對住房租賃月度價格的影響大于住房租賃月度價格對它的影響。分地區(qū)來看，住房租賃市場發(fā)展較為成熟的東部地區(qū)住房出售月度價格在住房市場價格中占主導地位，中西部地區(qū)現(xiàn)階段住房出售月度價格變動對住房租賃月度價格變動的影響程度小于其逆向過程。因此，在積極發(fā)展住房租賃市場過程中，必須充分注意住房租賃價格短期內對住房出售價格變化的敏感性，要將只針對住房售價的單一房價調控思路向同時針對住房售價和租價的復合房價調控思路轉變。第三，住房出售月度價格變動率對住房租賃月度價格變動率的影響顯著程度從中部、東部到西部依次減弱，住房租購市場及住房租購月度價格之間的聯(lián)動性在中部、東部到西部依次減弱。對此結論解釋如下：首先，中部省會城市住房購買市場的強勢地位比東部省會城市更突出，這意味著中部省會城市的住房租賃市場發(fā)展水平弱于東部省會城市;其次，東部省會城市住房租購市場的協(xié)調性相對更好，住房租賃市場發(fā)展更為成熟，所以住房購買市場的強勢地位不是特別突出;再次，西部省會城市住房租購市場發(fā)展水平總體上弱于東、中部省會城市，其住房短期售價對短期租價的影響較弱，是在這種相對于東、中部“雙弱”局面下形成的，這與東部省會城市“雙強”的情況是不同的。[3]本文研究啟示如下： 第一，加強對月度住房租賃和住房出售數(shù)據(jù)的采集，特別是推進住房租賃公共服務平臺的搭建，建立住房租賃市場的實時監(jiān)控和調查平臺，完善住房租賃征信制度，建立全國范圍內月度住房租賃價格及相關指數(shù)的數(shù)據(jù)庫，提高對住房租賃市場的監(jiān)測能力。同時，建立響應住房租購價格互動關系的監(jiān)管機制?，F(xiàn)階段重點細化住房租賃市場的監(jiān)管職責，對住房租賃市場的價格波動進行實時監(jiān)管，強調市場機制的同時重視政府職能部門在住房租賃市場上的管控，引導市場有序、合理地配置住房資源，保障住房租購市場的安全性、高效性和穩(wěn)定性，實現(xiàn)效率與公平的統(tǒng)一。

第二，當前房地產行業(yè)處于供給側結構性改革的關鍵時期，應加快培育和發(fā)展住房租賃市場，把住房租賃市場作為現(xiàn)階段加快住房領域供給側改革的著力點，優(yōu)化城市住房市場結構，全面推進“租購并舉”。在人口凈流入城市擴大住房租賃市場的覆蓋率，提高對住房租賃機構的資質審查及從業(yè)人員的管理和培訓，通過對租賃市場的規(guī)范化管理提高其在住房市場上的信用和普及率，使住房租賃市場和住房銷售市場通過租買選擇機制相互制衡，形成住房市場內在的自我調節(jié)機制，緩解住房供求矛盾。

第三，不同區(qū)域的省會城市要堅持實事求是的原則，因地制宜地做好住房租價與售價的短期復合調控。政府部門要注意到我國住房市場在不同區(qū)域內的異質性特征，準確把握本地住房租售市場價格變動的聯(lián)動特點，正確處理好住房市場整體性、結構性和差異性的辯證關系，充分理解住房市場結構優(yōu)化的路徑選擇，創(chuàng)新調控思路，強化有針對性的住房政策，在人口流入量較大、住房租賃市場比較活躍的城市增加對新市民的關注度，積極探索涵蓋外來務工人員、畢業(yè)生及教師等技術人員的差異化住房租購政策，提高住房租購市場的聯(lián)動性，激發(fā)住房市場的活力。

參考文獻：

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[2]馬先標.公共住房政策與全面建成小康社會[J].中國治理評論，2020，（1）：115-126.

[3]李偉軍.住房負擔、公共服務與人口集聚——基于中國三大城市群48個城市的實證檢驗[J].經濟經緯，2019，36（5）：9-16.

（責任編輯 張亨明）