鄧保同，朱 明，袁 園

0 引言

改革開放以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)進(jìn)入了復(fù)蘇階段，1992～1993年全國(guó)范圍出現(xiàn)房地產(chǎn)熱，隨著緊縮性宏觀政策的實(shí)施，房地產(chǎn)業(yè)進(jìn)入收縮階段。經(jīng)過(guò)隨后幾年的消化吸收，1996年提出將住宅建設(shè)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。1998年下半年要求停止住房的實(shí)物分配，逐步實(shí)現(xiàn)住房貨幣化[1]。在此宏觀背景下，1995年湖北省住宅的銷售面積僅有211萬(wàn)平方米，2010年的銷售面積則達(dá)到3236.88萬(wàn)平方米，16年內(nèi)住宅銷售面積增加了近14倍。研究湖北省住宅市場(chǎng)在住房貨幣化改革前后的發(fā)展?fàn)顩r，了解其不同時(shí)期住宅市場(chǎng)的有效供求狀態(tài)，對(duì)于促進(jìn)其住宅市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。非均衡理論與方法體系為研究這一問(wèn)題提供了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)睦碚撘罁?jù)與堅(jiān)實(shí)的方法論基礎(chǔ)。

1 理論、模型與數(shù)據(jù)

1.1 模型設(shè)計(jì)

房地產(chǎn)市場(chǎng)非均衡模型一般有兩種形式：最小原則模型和市場(chǎng)聚合條件下的非均衡模型。1.1.1 最小原則模型

上式中，Dt為房地產(chǎn)有效需求量；St為房地產(chǎn)有效供給量；Xdt和Xst分別為影響有效需求和有效供給的外生變量；Udt和Ust是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Pt是房地產(chǎn)交易價(jià)格；Qt是房地產(chǎn)實(shí)際交易量。

1.1.2 市場(chǎng)聚合條件下的非均衡模型國(guó)內(nèi)外學(xué)者在非均衡市場(chǎng)聚合研究中，主要考慮兩種形式的聚合方程，即CES型指數(shù)聚合方程和雙曲線型聚合方程。CES型指數(shù)聚合方程的市場(chǎng)體系模型的參數(shù)估計(jì)較為復(fù)雜。鑒于此，本文主要考慮雙曲線型指數(shù)聚合條件下的非均衡模型，其由以下3個(gè)方程構(gòu)成：

上式中，r為市場(chǎng)的聚合程度系數(shù)，r越小，說(shuō)明市場(chǎng)上交易摩擦程度越低，聚合后的宏觀市場(chǎng)就越接近于短邊規(guī)則成立的市場(chǎng)情況。同時(shí)，r＞0為市場(chǎng)常態(tài)，因此，對(duì)于任意r(r＞0)，都存在 Qt＜min(Dt,St)且Qt=min(Dt,St)。多數(shù)國(guó)內(nèi)外專家學(xué)者認(rèn)為，雙曲線型聚合方程更貼近經(jīng)濟(jì)生活現(xiàn)實(shí)。因此，湖北省住宅市場(chǎng)有效供求的非均衡經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型采用雙曲線型市場(chǎng)聚合方程。通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，影響住宅有效供給的主要因素有：住宅價(jià)格水平、竣工房屋造價(jià)、產(chǎn)業(yè)政策及開發(fā)商對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期等。影響住宅有效需求的主要因素有：住宅價(jià)格水平、居民收入水平、城市規(guī)模與城市人口及購(gòu)房主體對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期等[2]。在考慮以上影響因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，本文構(gòu)建的湖北省住宅市場(chǎng)有效供求非均衡經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型如下：

上式中，Dt和St分別表示t時(shí)期湖北省住宅市場(chǎng)的有效需求量和有效供給量；Pt是t時(shí)期湖北省住宅銷售價(jià)格；INCt是t時(shí)期湖北省城鎮(zhèn)居民可支配收入；HCt是t時(shí)期湖北省竣工房屋造價(jià)；Udt和Ust為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

模型中各變量的數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。湖北省城鎮(zhèn)居民可支配收入的原始值由湖北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入乘以湖北省城鎮(zhèn)人口得到；湖北省住宅銷售價(jià)格原始值由湖北省住宅銷售額除以湖北省住宅銷售面積得到。上述所有名義變量均采用以1995年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整以剔除通貨膨脹因素的影響；為消除異方差影響，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，最終得到的湖北省城鎮(zhèn)居民可支配收入、住宅銷售價(jià)格、竣工房屋造價(jià)及住宅銷售面積分別用INCt，Pt，HCt和 Qt表示。

2 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果及其現(xiàn)實(shí)解讀

2.1 湖北省住宅市場(chǎng)有效供求的均衡估計(jì)

對(duì)于上文設(shè)定的模型，參數(shù)估計(jì)采用統(tǒng)計(jì)軟件Eviews6.0。假設(shè)市場(chǎng)出清，分別對(duì)有效需求方程和有效供給方程的系數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)。但是，大多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)序列，若把非平穩(wěn)時(shí)間序列當(dāng)作平穩(wěn)序列，對(duì)它進(jìn)行回歸分析，就可能造成偽回歸。對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列的建模，Engle和Granger(1987)提出了協(xié)整理論及其方法。具有協(xié)整關(guān)系的經(jīng)濟(jì)變量間具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，是可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型的。因此，在采用宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列做回歸分析時(shí)，首先要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。若非平穩(wěn)，則檢驗(yàn)多個(gè)變量是否同階單整，再進(jìn)行變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。從變量直接是否具有協(xié)整關(guān)系出發(fā)選擇模型的變量，其數(shù)據(jù)基礎(chǔ)是牢固的，且其統(tǒng)計(jì)性質(zhì)是優(yōu)良的。

對(duì)模型中涉及的變量 Qt，INCt，HCt和 Pt序列進(jìn)行 ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量Qt，INCt，HCt和Pt均為I(1)序列，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 水平序列和差分序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)協(xié)整理論并結(jié)合單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，采用EG兩步法檢驗(yàn)有效需求模型中各變量的協(xié)整關(guān)系。首先對(duì)有效需求模型進(jìn)行回歸，再對(duì)方程的回歸殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差序列是平穩(wěn)的，這表明變量間存在著如下長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系：

回歸結(jié)果顯示INCt和Pt系數(shù)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量均非常顯著；調(diào)整的R2為0.88，擬合效果較好。

類似地，采用EG兩步法檢驗(yàn)有效供給模型中各變量的協(xié)整關(guān)系。先對(duì)有效需求模型進(jìn)行回歸，再對(duì)方程的回歸殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差序列是平穩(wěn)的，這表明變量間存在著如下長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系：

回歸結(jié)果顯示所有變量系數(shù)估計(jì)值的t統(tǒng)計(jì)量均非常顯著；調(diào)整的R2為0.91，擬合效果較好。

2.2 湖北省住宅市場(chǎng)有效供求的非均衡估計(jì)

由于只有16年的序列數(shù)，交易量方程采用簡(jiǎn)化式，即r=0。采用非線性最小二乘法(NLS)估計(jì)雙曲線型市場(chǎng)聚合方程：

在如今的音樂教學(xué)中有不少的教師對(duì)民族文化的傳承和教育不夠重視，一些教師在教學(xué)中受傳統(tǒng)教學(xué)思維影響，不重視對(duì)學(xué)生的音樂教育，不愿意進(jìn)行對(duì)學(xué)生的深入教育，沒有進(jìn)行有效的教學(xué)方式改革，使得教學(xué)效率不高，還有些教師即使是進(jìn)行音樂教育，也過(guò)于重視教學(xué)技巧，而忽視了對(duì)學(xué)生的情感教育，使得學(xué)生不能有效進(jìn)行對(duì)音樂文化的學(xué)習(xí)和欣賞，不利于音樂教育目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

非線性最小二乘法是采用迭代算法估計(jì)模型，進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)要求給模型系數(shù)設(shè)定初值。參數(shù)的初值設(shè)置地越接近真值越好，因此將對(duì)有效供給和有效需求方程進(jìn)行均衡估計(jì)時(shí)得到的參數(shù)作為初值，具體的估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 交易量方程的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從回歸方程解釋變量系數(shù)估計(jì)值t檢驗(yàn)的顯著性來(lái)看，有效需求方程和有效供給方程中各變量系數(shù)估計(jì)值的P值均小于顯著性水平5%，這說(shuō)明上述回歸系數(shù)能夠較好地解釋說(shuō)明因變量的變化。從擬合優(yōu)度來(lái)看，調(diào)整的R2為0.959，擬合優(yōu)度非常高。D.W值非常接近于2，說(shuō)明不存在一階序列相關(guān)性。由此，可以得到湖北省住宅市場(chǎng)有效供求的非均衡經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型：

有效需求方程：Dt=3.883*INCt-2.877*Pt

有效供給方程：St=-1.369*HCt+3.334*Pt-8.020

交易量方程：Qt=min(Dt,St)

根據(jù)上述模型，將1995～2010年的湖北省住宅市場(chǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)代入后可以發(fā)現(xiàn)湖北省住宅市場(chǎng)模擬交易量與實(shí)際交易量擬合得較好，如圖1所示。

圖1 1995～2010年湖北省住宅市場(chǎng)實(shí)際銷售量與模型擬合值示意圖

從以上方程的參數(shù)可以看出，湖北省住宅市場(chǎng)有效供求量與有關(guān)變量存在一定的關(guān)系。

首先，從有效需求來(lái)看，有效需求量與城鎮(zhèn)居民可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，這表明，當(dāng)城鎮(zhèn)居民可支配收入增長(zhǎng)時(shí)，住宅市場(chǎng)的有效需求量也會(huì)隨之放大；有效需求量與住宅銷售價(jià)格負(fù)相關(guān)，這與一般商品的需求量與價(jià)格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系相同，說(shuō)明價(jià)格機(jī)制能夠較為靈敏地反映住宅市場(chǎng)的需求狀況。

2.3 湖北省住宅市場(chǎng)有效供求總量的估算與非均衡度的測(cè)算

衡量房地產(chǎn)市場(chǎng)有效供求狀況的一個(gè)重要指標(biāo)是非均衡度。用公式表示如下：

上式中，Zt為房地產(chǎn)市場(chǎng)非均衡度；Dt和St分別為估計(jì)的有效需求量和有效供給量；Qt為估計(jì)的市場(chǎng)交易量。利用上述非均衡經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，并代入相應(yīng)數(shù)據(jù)可以計(jì)算得到歷年湖北省住宅市場(chǎng)的有效供給量和有效需求量。進(jìn)而，可以根據(jù)以上公式計(jì)算得到湖北省住宅市場(chǎng)有效供求非均衡度，如圖2所示。

圖2 1995～2010年湖北省住宅市場(chǎng)有效供求非均衡度波動(dòng)趨勢(shì)圖

2.4 湖北省住宅市場(chǎng)有效供求非均衡度的現(xiàn)實(shí)解讀

基于非均衡度數(shù)值，可以把湖北省住宅市場(chǎng)有效供求的非均衡波動(dòng)大致地分為三個(gè)階段：

第一階段為1995～1997年，非均衡度基本上處于[-0.15,0.10]的波動(dòng)區(qū)間。這一時(shí)期，湖北省住宅市場(chǎng)有效供求非均衡度并未表現(xiàn)出明顯的趨勢(shì)性特征。1998年下半年國(guó)務(wù)院才要求停止住房的實(shí)物分配，在此之前，湖北省的福利化住房分配仍然占據(jù)重要地位。

第二階段為1998～2003年，非均衡度基本上處于[0,0.25]的波動(dòng)區(qū)間，且此階段非均衡度處于逐年遞增狀態(tài)。這一時(shí)期，隨著住房貨幣化改革的逐步實(shí)施，湖北省城鎮(zhèn)居民對(duì)國(guó)家、單位福利分配式住房需求逐漸轉(zhuǎn)向面向市場(chǎng)的購(gòu)房需求，居民對(duì)商品住宅的有效需求迅速釋放。然而，由于商品住宅開發(fā)周期較長(zhǎng)，供給的變動(dòng)相對(duì)而言存在滯后性。這一時(shí)期非均衡度均為正值且處于遞增趨勢(shì)，表明隨著湖北省商品住宅市場(chǎng)有效需求的不斷擴(kuò)大，市場(chǎng)處于有效供給短缺狀態(tài)，且供求缺口越來(lái)越大。2003年，湖北省住宅市場(chǎng)的非均衡度達(dá)到頂峰，超過(guò)0.2。

第三階段為2004～2010年，非均衡度基本上是圍繞0.05的水平做窄幅波動(dòng)，除2007年非均衡度稍低于0，其他年份均為正值。這一時(shí)期，湖北省的保障性住房尚未形成規(guī)模，商品住宅市場(chǎng)發(fā)展迅速。住宅銷售價(jià)格的持續(xù)上漲為開發(fā)商、政府、房地產(chǎn)投資者等帶來(lái)了可觀的收益，這種收益反過(guò)來(lái)進(jìn)一步強(qiáng)化開發(fā)商等對(duì)住宅市場(chǎng)發(fā)展的良好預(yù)期。總體而言，這一時(shí)期湖北省住宅市場(chǎng)的有效需求比較旺盛。

3 政策建議

非均衡是理論分析的出發(fā)點(diǎn)，而均衡則是政策選擇的歸宿點(diǎn)。實(shí)施均衡發(fā)展戰(zhàn)略是房地產(chǎn)市場(chǎng)改革和發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)政策目標(biāo)[2]。為實(shí)現(xiàn)湖北省住宅市場(chǎng)的非瓦爾拉斯均衡向瓦爾拉斯均衡的逼近，可著力于從以下兩個(gè)方面做出改進(jìn)：

（1）明確房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控手段。政府對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的宏觀調(diào)控手段主要有經(jīng)濟(jì)手段、行政手段和法律手段。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，湖北省住宅市場(chǎng)的非均衡度處于[-0.15,0.25]的波動(dòng)區(qū)間，非均衡程度不太嚴(yán)重，基本上在一定的可控范圍內(nèi)。因此，政府對(duì)住宅市場(chǎng)的調(diào)控應(yīng)當(dāng)以經(jīng)濟(jì)手段為主，盡量避免直接的行政干預(yù)和政策的頻繁波動(dòng)。

（2）健全房地產(chǎn)市場(chǎng)信息搜集、整理、發(fā)布機(jī)制。非均衡主要由市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的不完全性、交易成本的存在、信息的非對(duì)稱性和預(yù)期的不確定性等造成。政府相關(guān)職能部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)數(shù)據(jù)的搜集與整理工作，并建立一套科學(xué)的房地產(chǎn)市場(chǎng)指標(biāo)體系，綜合運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)、電視、報(bào)刊等媒體定期發(fā)布土地供應(yīng)、規(guī)劃、房地產(chǎn)交易情況等信息。充分的信息有助于開發(fā)商和購(gòu)房者明確對(duì)未來(lái)的預(yù)期。充分的信息以及對(duì)未來(lái)的明確預(yù)期有助于房地產(chǎn)市場(chǎng)參與者做出理性的決策，進(jìn)而有助于房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展。

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