導(dǎo)語：我國房地產(chǎn)市場壟斷程度調(diào)查論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

根據(jù)市場企業(yè)的數(shù)量、企業(yè)產(chǎn)品的性質(zhì)、企業(yè)對產(chǎn)品價格的影響力以及企業(yè)進出市場的難易程度，新古典經(jīng)濟學(xué)將市場分為完全競爭、壟斷競爭、寡頭壟斷和完全壟斷四種市場結(jié)構(gòu)，并已證明，后三種結(jié)構(gòu)的市場產(chǎn)品數(shù)量都依次低于且價格都依次高于完全競爭市場。也就是說，只要市場不完全，就必然產(chǎn)生效率的損失和社會整體福利的下降。

就房地產(chǎn)市場而言，由于房地產(chǎn)行業(yè)具有資金密集、開發(fā)規(guī)模大的特點，同時，我國政府對房地產(chǎn)企業(yè)的管理實行嚴(yán)格的行業(yè)準(zhǔn)入制度，這樣房地產(chǎn)市場存在著一定的進入壁壘；而房地產(chǎn)建設(shè)投資周期長的特點又決定了企業(yè)在退出房地產(chǎn)業(yè)時也存在一定的障礙。房地產(chǎn)企業(yè)的數(shù)目與具有完全競爭行業(yè)的企業(yè)數(shù)目相比，相對而言要少得多。同時，雖然房地產(chǎn)業(yè)的一個顯著特點是產(chǎn)品的異質(zhì)性(如存在級差地租、住宅、別墅、經(jīng)濟適用房等產(chǎn)品質(zhì)量上的差異)，但我們應(yīng)該看到，在同一類型的產(chǎn)品上，各企業(yè)提供的產(chǎn)品差別實際上并不是很大的。故此，我們可以判定房地產(chǎn)市場至少不是完全競爭市場。

根據(jù)沈悅、劉洪玉(2004)的研究，1998年以來(尤其是2001年—2003年間)，我國各城市住宅價格的高速增長已經(jīng)不能很好地用經(jīng)濟基本面和住宅價格的歷史信息來解釋，用完全競爭的房地產(chǎn)市場模型已經(jīng)無法很好解釋我國房地產(chǎn)市場的現(xiàn)狀。在這樣的不完全市場結(jié)構(gòu)下，作為市場供給方的房地產(chǎn)企業(yè)所提供的房產(chǎn)數(shù)量必然無法滿足廣大居民的實際需求，而房地產(chǎn)價格也必然高于完全競爭市場狀態(tài)下消費者所能夠承受的水平，商品的市場價格必然高于其在完全競爭市場條件下由各廠商的邊際成本所決定的價格。況偉大(2003，2004)根據(jù)Hotelling(1929)空間競爭模型，構(gòu)建了一個一般性的空間競爭模型，得出了的空間壟斷是北京市房價剛性的根本原因?？梢?，無論是實證檢驗，還是理論模型，均已證明我國房地產(chǎn)市場是一個不完全競爭的市場。

那么，如何來衡量市場的壟斷程度呢？在產(chǎn)業(yè)組織理論中，判斷市場壟斷程度和市場勢力通常要用到行業(yè)集中程度指標(biāo)，即考察幾家最大的廠商的產(chǎn)量或銷售額在全行業(yè)市場中的影響力量，具體的方法有赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)、集中度比率、廠商規(guī)模不等性的度量(如基于洛倫茨曲線的方法或等集中度曲線方法)等等。但是，這些方法在測算市場壟斷程度時，均要求掌握市場相關(guān)行業(yè)企業(yè)的具體情況，這需要進行大量的專項統(tǒng)計，而我國目前的統(tǒng)計數(shù)據(jù)還無法滿足這方面的要求。同時，從完全壟斷的市場結(jié)構(gòu)出發(fā)，勒納指數(shù)(LeanerIndex)則是衡量市場勢力的一個很好的指標(biāo)。目前，國內(nèi)也有學(xué)者利用這個指標(biāo)來研究我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度問題，如中國社會科學(xué)院財貿(mào)經(jīng)濟研究所最近的一項研究表明，近年來我國房地產(chǎn)市場的勒納指數(shù)均在0.4以上，這表明我國房地產(chǎn)商品價格已經(jīng)嚴(yán)重偏離了邊際成本(汪浩、王小龍，2004)。況偉大(2004)分別測算了1996年—2002年各年北京、深圳、上海和天津四城市的勒納指數(shù)，表明北京市的勒納指數(shù)均在0.6以上，是四個城市中壟斷程度最高的，上海市的勒納指數(shù)則在0.4左右，是四個城市中壟斷程度最低的，而深圳和天津房地產(chǎn)市場的壟斷程度則居于京滬兩城市之間。

根據(jù)勒納指數(shù)的公式，其中為市場的需求價格彈性，為市場價格，而則表示商品的邊際成本。但是，社科院財貿(mào)所和況偉大的研究都是利用公式的后一個形式，將房地產(chǎn)業(yè)的平均成本(AC)近似替代邊際成本(MC)進行計算而得到的結(jié)果。如果產(chǎn)品市場是完全競爭的，那么也就意味著在均衡條件下企業(yè)的邊際成本與平均成本相等，進行這樣的計算是沒有問題的。但是我們都知道，如果產(chǎn)品市場是不完全競爭的，那么在壟斷廠商利潤最大化的均衡條件下，企業(yè)的邊際成本必然不等于平均成本，這樣用行業(yè)的平均成本替代邊際成本計算出的勒納指數(shù)就會存在一定的誤差。從上述勒納指數(shù)公式可以看到，我們還可以通過測算商品的需求價格彈性來間接地得到勒納指數(shù)，因此本項研究將采用這個方法來測算勒納指數(shù)，并以此研究房地產(chǎn)市場的壟斷程度問題。

本文的安排如下。第二部分將介紹勒納指數(shù)公式及其含義；第三部分將對測算勒納指數(shù)所需要的樣本數(shù)據(jù)、變量及模型設(shè)定進行說明；第四部分，我們將分別針對1999年—2003年我國和各省(市、區(qū))面板數(shù)據(jù)、各年截面數(shù)據(jù)和1987年—2003年我國房地產(chǎn)市場數(shù)據(jù)等樣本，分別對勒納指數(shù)進行測算，并對各省(市、區(qū))房地產(chǎn)市場的壟斷程度進行比較；最后一部分是本文的總結(jié)及政策含義。

二、勒納指數(shù)及其含義

如前所述，勒納指數(shù)(LeanerIndex)是衡量市場壟斷勢力重要的指標(biāo)，具體形式可由如下公式表示：，其中為市場的需求價格彈性，為市場價格，而則表示商品的邊際成本。勒納指數(shù)的推導(dǎo)過程如下。

假定市場結(jié)構(gòu)是完全壟斷的，這樣從壟斷廠商的利潤極大化目標(biāo)出發(fā)，就可以得到其利潤函數(shù)為由一階必要條件，得到為邊際收益，即MR。

又因為，所以，

是需求的價格彈性，。

又由于MR=MC，而MC≥0，可知。否則，若，則，與常理不符。而如果MC>0，則需求價格彈性大于1?？梢妷艛鄰S商從來不會選擇在需求的價格彈性小于1的區(qū)域內(nèi)從事生產(chǎn)，而往往是在需求富于彈性的區(qū)域內(nèi)出現(xiàn)的。

從這個公式我們可以知道，勒納指數(shù)刻畫的是壟斷利潤的邊際量，故又稱為價格標(biāo)高程度(markup)，是指壟斷價格超出邊際成本的部分對于壟斷價格之比率。根據(jù)微觀經(jīng)濟學(xué)理論，壟斷廠商是按照邊際收益等于邊際成本(MR=MC)來決定產(chǎn)量q*，而當(dāng)供給量為q*時，消費者愿意支付的最高價格(保留價格)為pm，從可知，壟斷者的供給與價格之間不會存在著對應(yīng)的關(guān)系，因為價格越高，壟斷者獲得的利潤也會越大，這樣壟斷者的供應(yīng)有可能減少。

勒納指數(shù)還表明，市場競爭和壟斷程度取決于商品的需求彈性：彈性越大，市場產(chǎn)品之間越具有競爭性，價格標(biāo)高的程度越低，壟斷的邊際利潤便越小，即壟斷程度就越?。环粗?，彈性越小，壟斷價格標(biāo)高程度就越高，壟斷程度就越高。這是因為，在完全競爭市場條件下，廠商產(chǎn)品價格應(yīng)該等于其邊際成本，也就是說，勒納指數(shù)越趨近于零，市場競爭越完全，而從公式可以看出，這樣商品的需求價格彈性的絕對值越趨近于正無窮，即是富有完全彈性的商品；反之，壟斷程度越高，商品價格與其邊際成本的差額越大(壟斷者的壟斷利潤因而越大)，而從公式可以看出，這樣商品的需求價格彈性的絕對值將很小。當(dāng)然，有關(guān)勒納指數(shù)的討論有一個必要條件，即它要求商品的彈性都大于1.

根據(jù)勒納指數(shù)公式，我們只要測算出商品的需求價格彈性，也就相當(dāng)于得到了勒納指數(shù)。故此，我們有必要專門對房地產(chǎn)市場的需求價格彈性進行測算，并由此得到勒納指數(shù)，并以此判斷房地產(chǎn)市場的壟斷程度。

三、數(shù)據(jù)、變量及模型設(shè)定

1、數(shù)據(jù)及其來源

本文有關(guān)商品房屋銷售和房價等方面數(shù)據(jù)全部來自中國國家統(tǒng)計局編制的各期《中國統(tǒng)計年鑒》中“固定資產(chǎn)投資”項下的專項數(shù)據(jù)。由于我國專門針對房產(chǎn)市場的統(tǒng)計時間不長，相關(guān)的統(tǒng)計指標(biāo)只是近年來才逐步健全起來，這給我們的實證分析帶來了一定的困難。國家統(tǒng)計局詳細(xì)公開披露房地產(chǎn)投資等指標(biāo)也只是從1999年開始，統(tǒng)計指標(biāo)和樣本數(shù)據(jù)數(shù)量和質(zhì)量相對來講并不令人滿意，樣本數(shù)量和數(shù)據(jù)來源的約束極大地限制了我們的檢驗工作。為了盡可能避免樣本數(shù)量的制約，我們首先以全國和各省、市、自治區(qū)共32個基本觀察樣本，建立1999年至2003年共5年的面板(panel)數(shù)據(jù)進行研究，這樣，我們一共獲得了160個樣本觀測值。

另外，我們還搜集到了1987年至2003年我國房地產(chǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于我國真正全面推進房地產(chǎn)商品市場化改革是從1998年開始的，這樣促使我們有興趣考察市場化改革前與改革后房地產(chǎn)市場壟斷程度的變化，也即進行分段研究。利用各省(市、區(qū))的數(shù)據(jù)，還可以對各省(市、區(qū))的房地產(chǎn)市場壟斷程度進行比較。

2、變量

為了測算勒納指數(shù)，我們需要對房地產(chǎn)需求價格彈性進行測算，這樣我們實際上需要兩個變量：房地產(chǎn)需求變量與房地產(chǎn)價格變量。在統(tǒng)計年鑒中，有兩個指標(biāo)可以反映房地產(chǎn)市場的需求狀況：“商品房屋銷售面積”和“商品房屋銷售額”。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)的定義，需求是指消費者有支付能力的且已經(jīng)實現(xiàn)的需求，故此以“商品房屋銷售額”作為代表房地產(chǎn)市場實際需求的變量更為合適。我們以“平均商品房屋銷售價格”指標(biāo)來反映房價。在計量報告中，用D作為房地產(chǎn)需求變量的標(biāo)識，以P作為房地產(chǎn)價格變量的標(biāo)識。

3、基本模型設(shè)定

我們采取對數(shù)模型的形式

(1)由于對上式兩邊取微分，可得：

這樣我們就得到了彈性的表達(dá)式，也即我們想要得到的價格彈性指標(biāo)。在具體進行回歸計算時，我們將對變量取自然對數(shù)，并采用過原點回歸的方法。

在對面板數(shù)據(jù)進行回歸時，由于我們的面板數(shù)據(jù)樣本的時間序列僅有5年，時間相對較短，為了保證估計自由度，我們不采用運用面板模型的變截距和變系數(shù)模型。也就是說，對于一般的面板數(shù)據(jù)模型：

(2)其中：,為變量向量，，為參數(shù)向量，K為變量個數(shù)，i為截面數(shù)，T是時期數(shù)，隨機擾動項相互獨立，且均值為零，同方差。

假定時間序列參數(shù)齊性，即參數(shù)滿足時間一致性，也就是參數(shù)值不隨時間的不同而變化，則模型(2)可改寫為：

(3)其中與的取值只受到截面單元的影響。這樣，在參數(shù)不隨時間變化的情況下，我們對截距和斜率參數(shù)進行如下假設(shè)：

回歸參數(shù)系數(shù)和截距都相同，即有：

這樣，得到我們所要采用的模型基本設(shè)定形式為：

(4)由于我國各省(市、區(qū))的截面樣本差異較大，在具體回歸時，我們直接運用廣義最小二乘法來校正異方差問題。

四、勒納指數(shù)測算結(jié)果

我們分別對1999年—2003年我國及各省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)、1987年—2003年我國數(shù)據(jù)、以及1999年—2003年我國各省(市、區(qū))的需求價格彈性進行測算，并計算出相應(yīng)的勒納指數(shù)。

1、面板數(shù)據(jù)結(jié)果

我們采取廣義最小二乘法，運用Eviews4.0軟件對面板數(shù)據(jù)進行過原點回歸。具體結(jié)果如下：

計量結(jié)果非常理想，模型在1%條件下顯著，擬合優(yōu)度高達(dá)0.99?？梢钥吹剑康禺a(chǎn)市場的需求價格彈性值為1.85，符合勒納指數(shù)的要求(需求彈性大于1)。根據(jù)勒納指數(shù)公式，可得房地產(chǎn)市場的勒納指數(shù)為0.54，顯然這個結(jié)果要我們前面提到的社科院財貿(mào)所的結(jié)果更大，這可能是由于計算樣本不同和計算方法的差異造成的。但無論何種結(jié)果都可見，我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度是相當(dāng)高的。

2、各年截面數(shù)據(jù)結(jié)果

上述面板數(shù)據(jù)得到的結(jié)果，實際上是時間序列數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)混合而得到的。隨著我國市場經(jīng)濟的深入，尤其是加入WTO以來市場化進程的加快，我國房地產(chǎn)市場的競爭也應(yīng)該逐漸加劇，市場壟斷的程度也隨之逐年降低。這樣我們得到了如下假說：

假說1：房地產(chǎn)市場的壟斷程度是逐年降低的，或者說房地產(chǎn)市場的需求價格彈性是逐年上升的，而相應(yīng)的勒納指數(shù)則逐年降低。

為此，我們利用上述面板數(shù)據(jù)的樣本，針對每一年的截面數(shù)據(jù)(即32個觀測值)進行測算，

各截面數(shù)據(jù)的計量結(jié)果都很理想，均在1%以下顯著，且擬合優(yōu)度均在0.99以上。通過最近5年截面樣本的房地產(chǎn)需求價格彈性及勒納指數(shù)可以看出，5年來我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度是逐年降低的，這說明隨著市場化進程的加快，房地產(chǎn)市場的競爭程度也逐年加深，這印證了我們的假說1。當(dāng)然，我們也注意到，市場競爭程度的加深和壟斷力量的消退過程還是相當(dāng)緩慢的。

3、1998年房改前后我國房地產(chǎn)市場勒納指數(shù)測算

我們獲得了1987年—2003年我國商品房屋平均銷售價格和銷售額的樣本，具體指標(biāo)情況如下表。

表1987年——2003年我國商品房屋銷售價格及銷售額

年份19871988198919901991199219931994

房地產(chǎn)銷售價格(元)408503573703802105012801409

商品房銷售額(萬元)110096714721641637542201826323785974265938863714110184950

年份199519961997199819992000200120022003

房地產(chǎn)銷售價格(元)171018061997206320532112217022502359

商品房銷售額(萬元)125772691427129217994763251330272987873439354423486275176032341376708995

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局，《中國統(tǒng)計年鑒》各期，中經(jīng)網(wǎng)。

樣本時期跨度較大，而這期間正是我國由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的過渡、居民住房也由計劃分配向貨幣化市場調(diào)的過渡時期。1998年我國對房地產(chǎn)市場進行了全面的市場化改革，在相應(yīng)的金融、收入等領(lǐng)域進行了相應(yīng)的改革。與此同時，我國逐步放開了房地產(chǎn)開發(fā)的管制，各類投資主體開始進入房地產(chǎn)市場，在進一步推動了房地產(chǎn)市場的進一步規(guī)范、快速地發(fā)展的同時，也促進了房地產(chǎn)市場的競爭。因此，我們將樣本分為兩個階段進行實證分析，分別劃分為：1987年—1997年，我國計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟體制初步建立時期、1998年—2003年，市場經(jīng)濟體制深入發(fā)展，房地產(chǎn)市場改革深入時期。從這兩個時期的劃分可以看出，它們是一個市場化逐漸深入的過程，那么也就是市場競爭逐漸加大的過程。由此，我們可以得到與假說1類似的假說：

假說2：1998年我國實行房地產(chǎn)市場全面市場化改革后，我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度有所下降。

同樣，運用Eviews4.0軟件，得到如下計量結(jié)果：

樣本期間：1987—2003樣本期間：1987—1997樣本期間：1998—2003

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

(0.01215)標(biāo)準(zhǔn)差(0.01132)標(biāo)準(zhǔn)差(0.01619)標(biāo)準(zhǔn)差

(185.096)T統(tǒng)計量(196.367)T統(tǒng)計量(141.4187)T統(tǒng)計量

(0.0000)P值(0.0000)P值(0.000000)P值

R2=0.9341R2=0.9372R2=0.48048

檢驗的結(jié)果還是比較令人滿意的。從結(jié)果中可以看到，樣本整體的回歸結(jié)果顯示我國房地產(chǎn)市場需求價格彈性為2.25，相應(yīng)的勒納指數(shù)為0.444，這與前面社科院財貿(mào)所的結(jié)果已經(jīng)非常接近。分各個歷史時期考慮，在1987年到1997年的計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制過渡、我國尚未全面開展房地產(chǎn)市場化改革的期間，我國房地產(chǎn)市場的需求價格彈性僅為2.223，相應(yīng)的勒納指數(shù)高達(dá)0.44981，說明當(dāng)時的房地產(chǎn)市場的價格與邊際成本差額與價格之比非常大，市場壟斷程度非常強。另外，我們還在這個期間內(nèi)分別計算了1987—1991年和1992年—1997年的市場需求價格彈性，雖然1992年我國明確提出了建設(shè)市場經(jīng)濟，但是1992年到1997年間的房地產(chǎn)市場需求價格彈性為2.25，甚至要比1987年至1991年的2.26還要小，1992年之后的市場勒納指數(shù)(0.444)比1992年之前的還要略大(0.442)，也就是說在此期間的市場競爭條件并沒有隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的確立而得到改善。當(dāng)然，我們看到兩段期間的市場競爭指數(shù)變化非常小，而之所以出現(xiàn)一定程度的倒退，很有可能是與1993年我國實行了緊縮的宏觀經(jīng)濟政策，對房地產(chǎn)市場進行大規(guī)模治理整頓有著密切關(guān)系。直至1998年我國全面對房地產(chǎn)市場進行市場化改革，房地產(chǎn)市場的競爭程度也相應(yīng)提高，隨之市場的需求價格彈性也因而增加至2.29，勒納指數(shù)下降到0.4367，而這進一步印證了假說2。但也應(yīng)該看到，與驗證假說1的情況一樣，雖然房地產(chǎn)市場價格與廠商的邊際成本差額與價格之比已經(jīng)出現(xiàn)下降，壟斷和市場不完全程度也相應(yīng)好轉(zhuǎn)，但是我們看到這種變化的幅度還是相當(dāng)小的。總體而言，我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度還是非常嚴(yán)重，市場競爭環(huán)境的改善并不明顯。

4、我國各地區(qū)房地產(chǎn)市場壟斷程度比較

我們還利用1999年—2003年各省(市、自治區(qū))的時間序列數(shù)據(jù)，分別對其勒納指數(shù)進行了測算并進行了排序。當(dāng)然，此處的計算時間序列樣本僅為5個，樣本數(shù)量過小，這可能使計量的精度和可信性存在一定的問題。不過，回歸結(jié)果還是比較令人滿意的，各省的指標(biāo)回歸結(jié)果都在1%條件下顯著，大多數(shù)省份回歸的擬合優(yōu)度表現(xiàn)出了良好的性質(zhì)，如上海市、江蘇、浙江等省的R2分別高達(dá)0.97、0.91和0.90。具體結(jié)果如下表和圖。

表1999年—2003年我國各省(市、區(qū))房地產(chǎn)市場壟斷程度

省份需求價格彈性勒納指數(shù)省份需求價格彈性勒納指數(shù)

江蘇2.01270.4968陜西1.84710.5414

四川1.99620.5009北京1.82700.5473

山東1.98660.5034內(nèi)蒙古1.82370.5483

浙江1.97750.5057吉林1.80020.5555

廣東1.95870.5105貴州1.79710.5564

遼寧1.91520.5221天津1.79300.5577

安徽1.91220.5230新疆1.78690.5596

重慶1.91020.5235云南1.78510.5602

湖北1.90570.5247山西1.75450.5699

上海1.90250.5256廣西1.75360.5702

福建1.89010.5291甘肅1.69620.5896

河南1.88050.5318寧夏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

黑龍江1.84940.5407

圖1999-2003年我國各省(市、區(qū))房地產(chǎn)市場勒納指數(shù)及其排序

從表和圖可見，大多數(shù)經(jīng)濟發(fā)達(dá)的沿海省份的市場競爭環(huán)境也比較好，如江蘇、山東、浙江、廣東、遼寧等等，而中西部經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場競爭環(huán)境則較差，如西藏、青海、寧夏、甘肅等等，這說明市場競爭環(huán)境的好壞是與該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度密切相關(guān)的，市場競爭越充分，壟斷對社會福利造成的損失越小，經(jīng)濟就越有可能得到健康快速的發(fā)展。

五、總結(jié)及政策含義

市場不完全是房地產(chǎn)市場的一個重要的性質(zhì)，壟斷力量的存在必然會造成社會福利的凈損失，而且市場壟斷力量越大，社會福利受損越嚴(yán)重。本文針對我國房地產(chǎn)市場的壟斷程度進行了一項實證研究。根據(jù)以上分析，我們至少可以得到如下幾點結(jié)論：公務(wù)員之家:

1、我國房地產(chǎn)市場的競爭非常不充分，市場壟斷度非常嚴(yán)重。無論是面板數(shù)據(jù)、各年截面數(shù)據(jù)、我國房地產(chǎn)市場的歷史數(shù)據(jù)、以及我國各省(市、區(qū))的勒納指數(shù)測算都表明，房地產(chǎn)市場壟斷程度相當(dāng)高。實證結(jié)果強有力地證明了我國房地產(chǎn)市場并非完全競爭市場，市場壟斷是造成了房地產(chǎn)價格扭曲的重要因素之一的觀點?？梢杂惺值陌盐照f，市場壟斷是造成我國房地產(chǎn)市場失靈的重要原因之一。

2、隨著市場化進程的深入和經(jīng)濟的發(fā)展，房地產(chǎn)市場的競爭程度逐漸加劇，市場壟斷力量逐漸消退，但必須看到這一進程是相當(dāng)緩慢的。通過截面樣本和我國房地產(chǎn)市場歷史數(shù)據(jù)的實證分析所驗證的假說1和假說2均表明，隨著我國市場經(jīng)濟體制的逐步完善和經(jīng)濟的發(fā)展，我國房地產(chǎn)市場競爭的因素在逐年增多，但這只是一個漸進的過程。由于房地產(chǎn)行業(yè)自身的特性，房地產(chǎn)市場向完全競爭的市場結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變還需要相當(dāng)長的時間。

3、壟斷力量的存在一定程度上可以解釋近年來我國房地產(chǎn)價格剛性問題。眾所周知，在不完全的市場結(jié)構(gòu)下，消費者處于絕對的被動地位。作為市場供給方的房地產(chǎn)企業(yè)所提供的房產(chǎn)數(shù)量必然無法滿足廣大居民的實際需求，而房地產(chǎn)價格也必然高于完全競爭市場狀態(tài)下消費者所能夠承受的水平。也就是說，不完全市場條件下房地產(chǎn)商品的市場價格必然高于其在完全競爭市場條件下由各廠商的邊際成本所決定的價格，這也就在一定程度上解釋了為什么近年來我國房地產(chǎn)市場價格持續(xù)上漲，但需求不降反升，這一有違于一般價格規(guī)律表現(xiàn)形式的奇怪現(xiàn)象。

4、為了確保房地產(chǎn)市場的長期健康發(fā)展和居民福利的提高，政府應(yīng)將促進房地產(chǎn)市場競爭作基本的方針政策。從我國政府已有的房地產(chǎn)行業(yè)政策來看，反壟斷和促進競爭的政策還非常滯后。為了抑制過高的房價，政府很大一部分是采取的人為降低房地產(chǎn)開發(fā)成本的政策，如對從事經(jīng)濟適用房開發(fā)的企業(yè)實行土地等優(yōu)惠政策，但“經(jīng)濟適用房”開發(fā)已經(jīng)成為中國房地產(chǎn)開發(fā)商從政府手中獲取廉價土地的基本手段之一，而壟斷程度卻與房價呈現(xiàn)出極為顯著的正相關(guān)關(guān)系(平新喬、陳敏彥，2004)。因此，當(dāng)前政府應(yīng)將主要精力集中于促進市場競爭和反壟斷的措施上來。只有促進競爭，開發(fā)商才有可能努力降低成本，將房價真正地降下來。反之，如果通過行政手段強制性地推行某些政策主張，甚至采取所謂的提高進入門檻等歧視性政策，不僅無助于降低市場風(fēng)險，反而會加大市場的扭曲，引發(fā)更大的風(fēng)險。

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