傅貽忙　周建軍　孫倩倩　李文君

摘 要：基于我國房地產(chǎn)和城鎮(zhèn)化省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板模型和門檻效應(yīng)模型，考量多元城鎮(zhèn)化、門檻效應(yīng)對房地產(chǎn)庫存的影響。結(jié)果表明：人口城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存具有顯著抑制作用，資本城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存具有顯著促進作用，技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響存在門檻效應(yīng)。隨著技術(shù)城鎮(zhèn)化跨越人均可支配收入相應(yīng)門檻值，其對房地產(chǎn)庫存的影響由顯著到不顯著再到非常顯著，由促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?，影響系?shù)的絕對值也轉(zhuǎn)變?yōu)檩^大。

關(guān)鍵詞： 多元城鎮(zhèn)化；房地產(chǎn)庫存；門檻效應(yīng)；區(qū)域差異

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼： A 文章編號：10037217（2018）03012707

一、引言

房地產(chǎn)高庫存是中國宏觀經(jīng)濟在相當(dāng)長一段時間內(nèi)都將面臨的巨大風(fēng)險之一。目前，全國房地產(chǎn)市場進入周期性調(diào)整階段，房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存成為影響國民經(jīng)濟增長以及其他相關(guān)經(jīng)濟矛盾的重要因素。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，截至2016年5月末，全國商品房待售面積72169萬平方米。根據(jù)2015年的銷售率，全國住房庫存需要5年多的時間才能消耗完。與住宅相比，許多城市的商品房和寫字樓都面臨著儲備過高的壓力。房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存，除了短期的金融、財政政策支持，還要有人口政策、產(chǎn)業(yè)政策和城鎮(zhèn)化政策的支撐。房地產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)化的重要載體，為城鎮(zhèn)人口提供居住、消費和生產(chǎn)的平臺，并且依靠房地產(chǎn)強大的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度，為城鎮(zhèn)人口提供穩(wěn)定的就業(yè)機會。城鎮(zhèn)化的外在表現(xiàn)是人口在城鎮(zhèn)的集聚，勢必為城鎮(zhèn)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來大量住房需求。

在全球經(jīng)濟危機、金融危機爆發(fā)時，歐盟委員會認為結(jié)構(gòu)性改革是經(jīng)濟復(fù)蘇三大支柱中不可缺少的一部分，這些結(jié)構(gòu)性改革大部分是供給側(cè)改革的政策。Varga和Veld（2014）認為推行的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革措施對總產(chǎn)出和就業(yè)方面起了良好的促進作用，特別是對長期產(chǎn)出水平的提升作用更加突出[1]。當(dāng)前人口遷移使中國城鎮(zhèn)快速化仍會推動城市商品住房需求的上升，城市住房供應(yīng)將面臨嚴峻挑戰(zhàn)[2]。

開發(fā)企業(yè)、地方政府共同拉動了房地產(chǎn)市場的快速開發(fā)和價格膨脹。部分學(xué)者基于面板數(shù)據(jù)模型，得出積壓性庫存對于東、中部地區(qū)金融穩(wěn)定性產(chǎn)生明顯的危害作用，而短期庫存對于東部地區(qū)和中部地區(qū)金融穩(wěn)定性的影響卻得到相反的結(jié)果[3]。也有部分學(xué)者將金融加速器理論引入DSGE模型中分析房地產(chǎn)去庫存化對中國宏觀經(jīng)濟的影響[4]。還有部分學(xué)者使用面板數(shù)據(jù)，從住房供給層面、需求層面和均衡房價等三個維度入手，實證研究我國東、中、西部住房價格特征[5]。運用Granger因果檢驗方法對香港建筑產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行了研究。研究表明，建筑產(chǎn)業(yè)特別是基礎(chǔ)建筑部分對經(jīng)濟增長的拉動作用明顯，建筑產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是經(jīng)濟增長的Granger原因[6]。目前化解房地產(chǎn)高庫存的政策應(yīng)對措施，一方面需要微觀經(jīng)濟政策的協(xié)同，另一方面要給地方政府符合時宜的政策選擇權(quán)[7]。從長期看，無論是中央政府還是地方政府在化解庫存的過程中，應(yīng)當(dāng)注意平衡長、短期政策的關(guān)系[8]。吸引人口流入創(chuàng)造新增住房需求、增加現(xiàn)有居住人口購房需求、讓庫存住房與新增住房需求兩者相對接，是實現(xiàn)目前三四線城市商品住房去庫存的關(guān)鍵因素[9]。

城鎮(zhèn)化進程和土地財政是引導(dǎo)房地產(chǎn)價格高漲的深層次原因[10]。部分學(xué)者研究表明城鎮(zhèn)化水平與房地產(chǎn)需求、供給兩個方面存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平能帶動房地產(chǎn)行業(yè)從業(yè)人數(shù)增加、房地產(chǎn)價格上升[11]。也有部分學(xué)者認為城鎮(zhèn)化進程與商品房銷售均價之間的關(guān)系顯著為負[12]。有學(xué)者認為過去20年中國快速城市化進程促使房地產(chǎn)投資增加，為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城市升級等帶來積極作用，房地產(chǎn)市場的發(fā)展同時帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而促進經(jīng)濟增長[13]。還有學(xué)者認為住宅價格的變化會改變勞動力的成本，從而對城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城市人口數(shù)量產(chǎn)生影響，最終促使城市競爭力不斷提高，推動宏觀經(jīng)濟不斷發(fā)展[14，15]。

綜上所述，國內(nèi)外對城鎮(zhèn)化和房地產(chǎn)市場供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革等進行了較深入的研究，大量的理論研究和實證分析表明城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)市場具有一定的影響。圍繞城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的研究也有相關(guān)成果，但基于多元城鎮(zhèn)化來研究房地產(chǎn)庫存的相對較少。因此，在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，分析多元城鎮(zhèn)化、門檻效應(yīng)對房地產(chǎn)庫存的影響具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）人口城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存

伴隨著城市化進程的加快，越來越多的非城市人口將轉(zhuǎn)化為城市人口。城市人口的增加必將帶動房地產(chǎn)消費需求的增加。隨著城市化水平的提高，房地產(chǎn)需求與供給之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系[16，17]。人口城鎮(zhèn)化率的提高將促進房地產(chǎn)市場需求增長，但經(jīng)濟增長程度達到一定限度時，促進效果將降低?？傮w而言，隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，城鎮(zhèn)人口的比重增長會引起房地產(chǎn)需求的增長，從而抑制房地產(chǎn)庫存的增加。

（二）空間城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存

在城市化進程中，農(nóng)業(yè)用地轉(zhuǎn)化為城市建設(shè)用地，城市面積的擴張延伸和城市地區(qū)的土地利用面積增大，這奠定了房地產(chǎn)發(fā)展的空間基礎(chǔ)，促進房地產(chǎn)供給增加。中國城鎮(zhèn)化進程中呈現(xiàn)出大城市和小城鎮(zhèn)并存的“二元化”的空間發(fā)展形態(tài)。城市化水平的提升會加大非住房性消費需求。當(dāng)非城鎮(zhèn)人口遷入城市，城市生活方式的不同會帶動其消費結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變，使其逐漸改變原有的生活方式和消費結(jié)構(gòu)，從而加大休閑、旅游一系列活動的消費，促進非住房性房地產(chǎn)消費。另一方面，空間城鎮(zhèn)化可以增加城鎮(zhèn)土地面積，促進房地產(chǎn)供給量的上升。結(jié)合上述兩個方面，空間城鎮(zhèn)化既能增加房地產(chǎn)業(yè)的供給，新增城鎮(zhèn)人口又能明顯消耗房地產(chǎn)庫存，因而總體的效果可能是對房地產(chǎn)庫存有一定程度的抑制作用。

（三）資本城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存

資本城鎮(zhèn)化是描述資本的形成對城鎮(zhèn)空間的塑造過程，這個塑造過程是廣泛性和一般性的有機結(jié)合。房地產(chǎn)業(yè)受到資本逐利的影響，長期保持著高供給狀態(tài)，導(dǎo)致房地產(chǎn)庫存處于高水平。開發(fā)企業(yè)旺盛的投資和地方政府的土地財政政策一起推高了房地產(chǎn)市場的價格進入上升軌道。對此，可以得出，資本城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)庫存存在因果聯(lián)系，資本城鎮(zhèn)化可能助推了房地產(chǎn)庫存水平。

（四）產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存

城鎮(zhèn)是一個區(qū)域的中心，第三產(chǎn)業(yè)相對集中。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動的產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化、合理化和高效化方向發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以消化樓市庫存的養(yǎng)老、醫(yī)療等短板產(chǎn)業(yè)，可以引導(dǎo)房地產(chǎn)市場需求有序釋放，促進房地產(chǎn)市場去庫存。城鎮(zhèn)化進程中，在積壓庫存嚴重的區(qū)域，通過建設(shè)配套的公共設(shè)施及社會共享資源，在一定程度上可能會降低房地產(chǎn)庫存水平。將第二產(chǎn)業(yè)外遷、第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)移，可能有利于化解城鎮(zhèn)周邊房地產(chǎn)庫存。由此可見，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的發(fā)展對房地產(chǎn)庫存可能產(chǎn)生一定程度的消耗作用。

（五）技術(shù)城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存

技術(shù)城鎮(zhèn)化表現(xiàn)在城鎮(zhèn)化發(fā)展進程中由技術(shù)發(fā)展帶來的經(jīng)濟軟化。技術(shù)軟化效應(yīng)具有一定的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)、集群結(jié)構(gòu)和擴散結(jié)構(gòu)。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)更多的體現(xiàn)在技術(shù)發(fā)展的協(xié)同性，表現(xiàn)為幾何級增長。集群結(jié)構(gòu)表現(xiàn)在技術(shù)發(fā)展的知識創(chuàng)新和知識共享的集群發(fā)展。擴散結(jié)構(gòu)主要體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展的一體化進程。由于技術(shù)軟化效應(yīng)的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)、集群結(jié)構(gòu)和擴散結(jié)構(gòu)使得技術(shù)城鎮(zhèn)化顯著的表現(xiàn)為階段性特征。當(dāng)技術(shù)軟化效應(yīng)較低時，對城鎮(zhèn)社會經(jīng)濟的影響較小，當(dāng)技術(shù)軟化效應(yīng)增強時，對城鎮(zhèn)社會經(jīng)濟具有急劇影響，由此可見，技術(shù)城鎮(zhèn)化在房地產(chǎn)庫存水平上的影響形態(tài)體現(xiàn)出階段性。

基于以上理論分析，提出以下相關(guān)假設(shè)：

假設(shè)1：人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化在一定程度上可能抑制了房地產(chǎn)庫存水平的提升。

假設(shè)2：空間城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存水平具有輕微的抑制作用。

假設(shè)3：資本城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)庫存水平有明顯的正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)4：技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存水平的影響可能表現(xiàn)出階段性效應(yīng)。

三、變量選取、數(shù)據(jù)描述及模型設(shè)定

（一）變量選取

多元城鎮(zhèn)化影響下房地產(chǎn)庫存水平的區(qū)域差異是重點考察對象，但考慮到人口城鎮(zhèn)化在解釋房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存時區(qū)域結(jié)構(gòu)上存在的局限性，結(jié)合空間城鎮(zhèn)化、資本城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和技術(shù)城鎮(zhèn)化四種核心概念，以實現(xiàn)在多元城鎮(zhèn)化影響下房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革去庫存的區(qū)域差異。變量的選取與定義見表1。

1.因變量分析。

房地產(chǎn)庫存（chsait）：廣義的房地產(chǎn)庫存是指房地產(chǎn)市場上可以銷售，但尚未銷售的。狹義的房地產(chǎn)庫存是指現(xiàn)房庫存。本文主要是研究多元城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響效應(yīng)，選用狹義的房地產(chǎn)庫存概念，具體是指在報告期末已竣工的待售現(xiàn)房，也指現(xiàn)行房地產(chǎn)開發(fā)統(tǒng)計中的待售商品房面積。

2.自變量分析。

人口城鎮(zhèn)化（puit）：主要是指一定區(qū)域在某一時點上城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍？臻g城鎮(zhèn)化（suit）：空間城鎮(zhèn)化其表現(xiàn)為市區(qū)建成面積的不斷擴張。資本城鎮(zhèn)化（cuit）：資本城鎮(zhèn)化是指城鎮(zhèn)空間形成資本的過程，整個過程是廣泛性和普遍性的組合。產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化（iuit）：城鎮(zhèn)化的基本動力是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化的可持續(xù)離不開產(chǎn)業(yè)發(fā)展，一個城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平就是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化。第三產(chǎn)業(yè)越發(fā)達，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平就越高。技術(shù)城鎮(zhèn)化（tuit）：技術(shù)城鎮(zhèn)化主要表現(xiàn)在城鎮(zhèn)化發(fā)展進程中由技術(shù)發(fā)展所帶來的經(jīng)濟軟化效應(yīng)。

控制變量主要是從房地產(chǎn)市場需求和供給的角度，選取可能影響房地產(chǎn)庫存水平變動的變量。經(jīng)濟發(fā)展水平（rgdpit）：經(jīng)濟發(fā)展水平是影響房地產(chǎn)市場需求和供給的重要力量。地區(qū)收入水平（incit）：用以反映地區(qū)收入水平的重要因素。房價（priceit）：房價作為房地產(chǎn)市場的重要信號，是房地產(chǎn)市場需求和供給力量作用的結(jié)果，同時，房價也作用于房地產(chǎn)市場的需求和供給。房地產(chǎn)開發(fā)投資（sup it）是房地產(chǎn)供給不可缺少的一部分。

（二）數(shù)據(jù)描述

根據(jù)我國官方統(tǒng)計劃分標準，將全國（港澳臺除外）劃分為東、中、西三個地區(qū)。具體劃分如下，東部地區(qū)包括北京市、上海市、天津市、遼寧省、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、廣東省、福建省、海南省以及廣東省等11個省級行政單位。中部地區(qū)包括黑龍江省、吉林省、山西省、安徽省、河南省、江西省、湖北省、湖南省等8個省級行政單位。西部地區(qū)包括新疆維吾爾自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、四川省、重慶市、陜西省、貴州省、甘肅省、云南省、青海省、西藏自治區(qū)等12個省級行政單位。以上數(shù)據(jù)來源于2005-2014年各?。ㄊ?、自治區(qū)）統(tǒng)計年鑒，2005-2014年《房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，故分析中并不包括西藏自治區(qū)。由于篇幅限制，各變量的描述性統(tǒng)計分析予以省略。

（三）模型設(shè)定

1.基本模型設(shè)定。

面板數(shù)據(jù)相對截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，同時具有空間與時間兩個統(tǒng)計維度，其覆蓋的信息量比截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)更大，可以更好地解決樣本量狹小和不足的狀況。對此，在對多元城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存水平的影響進行分析時，面板數(shù)據(jù)分析模型的引入是很有必要的，建立面板模型進行估計。模型設(shè)定如下：

ln chsait=ω+αln Uit+βXit+εit（1）

式（1）中，Uit為自變量，Xit表示控制變量。下標i分別代表省份和年度，εit為隨機擾動項。為克服異方差的影響，對各變量分別進行對數(shù)化處理。

2.門檻模型設(shè)定。

模型（1）說明了城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響效應(yīng)，但這無法顯示在城鎮(zhèn)化演化進程中，房地產(chǎn)庫存變動的非線性影響效應(yīng)。相比較線性回歸模型，門檻分界點的決定方式是門檻自回歸模型運用門檻變量（Threshold variable）來決定的，進一步運用門檻變量的觀察值來估算出合適的門檻值，這能夠減少一般研究者使用主觀判定分界點產(chǎn)生誤差。對此，根據(jù)Hansen（1999）的門檻回歸思想，把式（1）改寫成三門檻面模型的一般模式。

依據(jù)Hansen的門檻回歸思想，當(dāng)回歸殘差平方和最小時其對應(yīng)的值應(yīng)該就是θ的值。對此，估算完門檻值后，就該對門檻個數(shù)進行進一步的檢測，來考證門檻值劃分樣本群組和參數(shù)有沒有存在明顯差異。也就是說門檻值不存在的零假設(shè)為H0：α1=α2=α3，并構(gòu)建LM統(tǒng)計量進行驗證。

F=S0-S（θ1）σ2（4）

其中，S0表示零假設(shè)下的殘差平方和，S（θ1）表示單個門檻值下的回歸殘差平方和，σ2為其殘差的方差估值。因式（4）中的F分布為非標準分布，依據(jù)Hansen基本理念，可借助“自助法”（Bootstrap）獲取檢驗臨界值。檢驗通過后可構(gòu)造估量計算θ置信區(qū)間，此外，S（θ1）是對照不同門檻值所得到的殘差平方和。

LRn（θ）=S（θ）-S（θi）σ2（5）

四、模型估計及分析

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

為避免“假回歸”現(xiàn)象造成模型估計偏差，應(yīng)對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以驗證面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。本文綜合運用LLC檢驗、HT檢驗、IPS檢驗和ADFPP檢驗等方法對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，所有變量均為非平穩(wěn)序列。通過對原數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。經(jīng)過處理后對數(shù)化數(shù)據(jù)已成為平穩(wěn)序列。

（二）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

假設(shè)一組不穩(wěn)定的數(shù)據(jù)存在平穩(wěn)的線性組合，那么這組數(shù)據(jù)就能被看做存在協(xié)整關(guān)系，如果數(shù)據(jù)之間沒有協(xié)整關(guān)系，這樣的數(shù)據(jù)就失去了研究價值，對此，面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗的進行就顯得尤為重要。對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，根據(jù)下表中Gt、Ga、Pt和Pa等檢測結(jié)果可知，此面板數(shù)據(jù)存在的協(xié)整關(guān)系組數(shù)必定大于一組，經(jīng)過協(xié)整檢驗，可通過進一步構(gòu)建模型來對其影響效應(yīng)進行剖析。

（三）實證結(jié)果及分析

1.面板估計結(jié)果及分析。

對2005-2014年的全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)進行了面板數(shù)據(jù)的估計。在對模型的具體形式進行篩選時，借助Hausman的驗證法在固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型上進行判定，運用F檢驗法對固定效應(yīng)模型和混合估計模型進行判定。通過Hausman檢驗方法和F檢驗方法確定全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)都采用固定效應(yīng)模型，模型（1）～（4）的F值都在0.01的水平上高度顯著，這說明4個模型的整體系數(shù)高度顯著，模型的R2在0.771以上，說明4個模型的整體擬合效果良好。模型的具體估計如表3所示。

人口城鎮(zhèn)化（puit）：全國、中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)為負，東部地區(qū)為正，但是全國的影響系數(shù)和東部地區(qū)影響系數(shù)都不顯著，中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)是顯著的，中部地區(qū)的影響系數(shù)為-1.1811，西部地區(qū)的影響系數(shù)為-2.0599。這表明人口城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存水平的影響存在差異，這種現(xiàn)象可能原因有：隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，東部地區(qū)率先跟上了改革發(fā)展的步伐，使其達成了人口經(jīng)濟集聚度較高水準的城市群，房地產(chǎn)商品屬性更加突出，房地產(chǎn)的投資屬性較大，中西部地區(qū)發(fā)展相對滯后，房地產(chǎn)的消費屬性更大，隨著人口城鎮(zhèn)化水平的提升，會導(dǎo)致房地產(chǎn)庫存水平的增加。

空間城鎮(zhèn)化（suit）：無論是全國的整體情況還是東、中和西部地區(qū)的情況，其影響系數(shù)都為負，但僅僅只有中部地區(qū)的影響系數(shù)顯著，其值為-0.3036。一方面說明空間城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存水平具有一定的抑制作用，另一方面也表明這種抑制作用是不明顯的。

資本城鎮(zhèn)化（cuit）：四個模型的影響系數(shù)都為正，且全國、東部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)都顯著，全國的影響系數(shù)為0.5035，東部地區(qū)的影響系數(shù)為0.7645，西部地區(qū)的影響系數(shù)為0.3842，東部地區(qū)的影響系數(shù)最大。這可以看出中國的城鎮(zhèn)化演變過程在一定程度上是固定資產(chǎn)投資所帶來的空間選擇過程，資本城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)庫存具有顯著的正向關(guān)系。

另外從產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化（iuit）、技術(shù)城鎮(zhèn)化（tuit）相關(guān)系數(shù)來看，在全國和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)庫存具有一定的反向關(guān)系，且這種關(guān)系顯著。技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存都不具有顯著性的關(guān)系。

從控制變量來看：經(jīng)濟發(fā)展水平（rgdpit）在全國、中部地區(qū)和西部地區(qū)對房地產(chǎn)庫存水平具有顯著的正向關(guān)系，東部地區(qū)是一種反向關(guān)系，但不顯著，這表明經(jīng)濟發(fā)展水平越高，房地產(chǎn)庫存也越高。收入水平（incit）在四個模型中都和房地產(chǎn)庫存負相關(guān)，在全國和中部地區(qū)顯著，一定程度上表明提升居民收入可以有效降低房地產(chǎn)庫存。房價（priceit）在四個模型中都不顯著，這表明房價的高低在一定程度上并不能顯著的影響房地產(chǎn)的庫存水平，這與我國房地產(chǎn)市場發(fā)展的事實相符：房價或高，亦或低的城市，其房地產(chǎn)庫存水平可能低也可能高，同時也表明房地產(chǎn)去庫存通過房地產(chǎn)價格調(diào)控政策所能取得的效果可能并不一定顯著。房地產(chǎn)供給（sup it）在四個模型中房地產(chǎn)開發(fā)投資對房地產(chǎn)庫存都是顯著的正向關(guān)系，這說明我國房地產(chǎn)庫存水平居高的一個重要影響因素為房地產(chǎn)開發(fā)投資。

2.門檻面板估計結(jié)果及分析。

通過上述分析不難發(fā)現(xiàn)，技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響并不明顯，可能的原因是技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響并不是簡單的線性關(guān)系。技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響也許是以某種約束來實現(xiàn)的，導(dǎo)致門檻效應(yīng)的形成。因此，運用面板數(shù)據(jù)模型的門檻估計技術(shù)，以人均可支配收入作為門檻變量，進一步檢驗技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存影響的門檻效應(yīng)，以揭示在不同人均可支配收入門檻區(qū)制下技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存影響效應(yīng)的轉(zhuǎn)換特征。

借助1000次抽樣法（Bootstrap）進行反復(fù)的計算得出“似然比統(tǒng)計量”LM值來確定人均可支配收入門檻區(qū)制下技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存變動影響效應(yīng)的門檻值。表4給出了人均可支配收入門檻值個數(shù)檢驗結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，單一門檻、雙重門檻和三重門檻效果都顯著，其中雙重門檻結(jié)果顯著性最強，其自抽樣的P值為0.006，因此，選擇雙重門檻進行分析。

門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果表明，將人均可支配收入作為門檻區(qū)制，技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存變動的影響效應(yīng)有顯著區(qū)別。概而論之，伴隨著技術(shù)城鎮(zhèn)化跨越人均可支配收入相應(yīng)門檻值，其對房地產(chǎn)庫存變動影響程度從顯著變?yōu)椴伙@著再到非常顯著，其影響系數(shù)絕對值也由正值緩慢轉(zhuǎn)變?yōu)樨撝?，影響系?shù)也轉(zhuǎn)變的更大。具體來說，當(dāng)人均可支配收入處在lninc≤9.313區(qū)制時，技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存變動的影響系數(shù)為0.0450，在5%的顯著水平下顯著，處于這一區(qū)間內(nèi)的樣本占比為19.00%。當(dāng)人均可支配收入處在9.313

五、結(jié) 論

我國2005-2014年的省際面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗表明：在引入空間城鎮(zhèn)化、資本城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化以及技術(shù)城鎮(zhèn)化能實現(xiàn)在多元城鎮(zhèn)化影響下考察房地產(chǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下去庫存區(qū)域配置狀況。長期來看，多元城鎮(zhèn)化水平與房地產(chǎn)庫存變動之間存在長期均衡關(guān)系。人口城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存的影響在中部地區(qū)和西部地區(qū)具有顯著抑制作用?？臻g城鎮(zhèn)化無論是全國的整體情況還是東、中和西部地區(qū)的情況，其影響系數(shù)都為負，但僅僅只有中部地區(qū)的影響系數(shù)顯著。資本城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)都為正，且全國、東部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)都顯著。產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)庫存具有一定的反向關(guān)系，且這種關(guān)系顯著。同時，將人均可支配收入作為門檻變量，門檻效應(yīng)在技術(shù)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)庫存變動的影響過程中有所體現(xiàn)，可以看出從顯著到不顯著再到十分顯著，是技術(shù)城鎮(zhèn)化在跨越人均可支配收入相應(yīng)門檻值這一背景下其對房地產(chǎn)庫存變動影響效應(yīng)的整個轉(zhuǎn)變過程，其影響系數(shù)也逐漸從正值變成負值，對系數(shù)值的影響也變?yōu)檩^大。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平、收入水平、房價、房地產(chǎn)供給等控制變量對房地產(chǎn)庫存變動的影響效應(yīng)也各不相同。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）