張 浩 ，陳立文

（1.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401；2.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 人事處，河北 石家莊 050061）

一、引言

在京津冀協(xié)同發(fā)展進(jìn)程中，優(yōu)化區(qū)域房地產(chǎn)市場資源配置，推動(dòng)京津冀區(qū)域房地產(chǎn)市場持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，是當(dāng)前急需解決的難題之一。河北省是京津冀地區(qū)土地面積最大的行政區(qū)，在京津冀協(xié)同發(fā)展中有不可或缺作用。因此，本文選取河北省住宅商品房市場作為研究對象，分析住宅商品房市場供求非均衡狀況，并提出對策建議，以使河北省住宅商品房供給規(guī)模與實(shí)際需求規(guī)模相匹配，形成區(qū)域房地產(chǎn)市場發(fā)展新格局，進(jìn)而推動(dòng)房地產(chǎn)市場協(xié)同發(fā)展。

1998年我國城鎮(zhèn)住房制度改革以來，伴隨著福利住房政策基本消失和國民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，河北省的房地產(chǎn)業(yè)取得了較大的發(fā)展。一是房地產(chǎn)市場投資額迅猛增長。1998年河北省房地產(chǎn)開發(fā)住宅完成投資額為40.63億元，到了2016年則高達(dá)2 443.59億元，增長了59.14倍。二是居民居住狀況不斷改善。根據(jù)河北省2015年1%人口抽樣調(diào)查，2015年河北省人均住房面積為33.88平方米，相比2010年人均31.13平方米增長了8.83%。

雖然房地產(chǎn)市場的發(fā)展在拉動(dòng)內(nèi)需、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長等方面產(chǎn)生了積極的影響，但是在發(fā)展過程中仍存在供需總量不均衡，房價(jià)短期上漲過快，空置率居高不下等現(xiàn)象，嚴(yán)重阻礙了住宅商品房市場的健康發(fā)展。比如河北省住宅商品房均價(jià)由1998年的1 337元/平方米上漲至2016年的6 128元/平方米，漲幅高達(dá)358.34%。房價(jià)的快速上漲已經(jīng)成為居民消費(fèi)的沉重負(fù)擔(dān)，使得人民的實(shí)際生活水平下降，貧富差距擴(kuò)大。住房問題是城鎮(zhèn)居民非常關(guān)注的話題，關(guān)系到社會的穩(wěn)定和協(xié)調(diào)發(fā)展，如果任其自由發(fā)展將會對我國房地產(chǎn)業(yè)甚至整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)、國家穩(wěn)定造成不良影響。分析房地產(chǎn)市場供求非均衡的程度和變動(dòng)方向，更好地、有針對性地采取有效措施對房地產(chǎn)市場進(jìn)行宏觀調(diào)控意義重大。因此，本文將運(yùn)用非均衡理論和方法，分析河北省1998—2016年住宅商品房市場非均衡情況，探討河北省住宅商品房市場非均衡運(yùn)行規(guī)律以及宏觀調(diào)控問題。

二、房地產(chǎn)市場非均衡研究綜述

（一）非均衡理論

一般均衡理論認(rèn)為，價(jià)格能夠?qū)┣笞兓鞒鲮`敏反應(yīng)以出清市場，經(jīng)濟(jì)會長期運(yùn)行在充分就業(yè)的均衡狀態(tài)下，即使出現(xiàn)失衡也僅僅是暫時(shí)的。在微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中瓦爾拉斯的均衡理論一直占據(jù)統(tǒng)治地位[1]。

非均衡分析也稱“非瓦爾拉斯均衡分析”，最早出現(xiàn)于20世紀(jì)60年代的西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界。非均衡理論認(rèn)為，因?yàn)樾畔⒌挠邢扌院蛢r(jià)格缺乏靈活性，市場機(jī)制的調(diào)節(jié)作用是有限的。當(dāng)交易完成之后，總會存在超額供給或超額需求，這就需要靠數(shù)量調(diào)節(jié)來對一個(gè)非均衡市場的供給和需求進(jìn)行配額。對于房地產(chǎn)市場的非均衡理論研究始于20世紀(jì)70年代，費(fèi)爾[2]利用非均衡理論首次構(gòu)建了房地產(chǎn)市場非均衡模型，對美國房地產(chǎn)市場進(jìn)行了研究。隨后，馬達(dá)拉、歌德伯格、奈特、里德爾等學(xué)者對房地產(chǎn)市場非均衡表現(xiàn)、模型參數(shù)估計(jì)方法、供求影響因素進(jìn)行了很多深入的研究。

隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革不斷深入，越來越多的學(xué)者也開始運(yùn)用非均衡理論來分析我國經(jīng)濟(jì)方面出現(xiàn)的新問題。朱恒鵬[3]借鑒西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法，通過構(gòu)造多市場宏觀非均衡計(jì)量模型對中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證研究。厲以寧[4]指出我國經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)特征就是非均衡，非均衡實(shí)際上也是一種均衡，是存在于現(xiàn)實(shí)生活中的均衡。我國經(jīng)濟(jì)處于市場不完善以及企業(yè)缺乏利益約束和預(yù)算約束條件下的第二類非均衡。

房地產(chǎn)市場對中國宏觀經(jīng)濟(jì)有著重要影響。由于房地產(chǎn)市場具有明顯的非均衡特征，越來越多的學(xué)者開始運(yùn)用非均衡的理論和觀點(diǎn)來分析和研究我國房地產(chǎn)市場。季朗超[5]運(yùn)用非均衡理論研究了我國房地產(chǎn)市場非均衡狀況，并對全國和北京、深圳的房地產(chǎn)市場進(jìn)行了實(shí)證分析。石薇等[6]利用25個(gè)省際數(shù)據(jù)，通過建立面板數(shù)據(jù)模型，考察房地產(chǎn)價(jià)格對房地產(chǎn)市場非均衡的影響情況。在研究方法方面，唐德才等[7]、吳彬等[8]運(yùn)用非均衡分析的最小原則方程，劉芳等[9]、謝波等[10]、趙黎等[11]則運(yùn)用非均衡分析的雙曲線聚合方程進(jìn)行分析。在研究對象方面，劉芳等[9]、趙黎等[11]學(xué)者以全國房地產(chǎn)市場為研究對象，薛艷[12]、齊錫晶等[13]、孫國鋒[14]、謝波等[10]學(xué)者則以省級或市級房地產(chǎn)市場為研究對象進(jìn)行研究。基于以上研究現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者大多采用雙曲線型市場聚合方程來分析房地產(chǎn)市場非均衡，通過計(jì)算非均衡度來分析房地產(chǎn)市場非均衡狀態(tài)。在建立有效供給和有效需求方程時(shí)，選取的影響供求的因素并不相同。研究對象除了全國房地產(chǎn)市場以外，主要以區(qū)域性房地產(chǎn)市場研究為主，地域性較強(qiáng)，但是對于河北省住宅商品房市場的研究相對較少。學(xué)者們在實(shí)證研究中選取的數(shù)據(jù)一般為橫截面時(shí)間序列數(shù)據(jù)，選取面板數(shù)據(jù)分析的研究很少。

本文運(yùn)用河北省11個(gè)地級市1998—2016年面板數(shù)據(jù)，基于非均衡理論，采用雙曲線型市場聚合方程，構(gòu)建河北省住宅商品房市場有效供求非均衡模型，計(jì)算出各個(gè)年份的非均衡度，以研究河北省住宅商品房市場有效供求關(guān)系，分析河北省住宅商品房市場非均衡發(fā)展的趨勢。

（二）市場聚合條件下的Burkett雙曲線聚合方程

非均衡計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是由需求方程、供給方程和在短邊規(guī)則約束下的交易量方程組成的，Burkett在1988年提出雙曲線聚合方法，認(rèn)為宏觀市場是由眾多微觀市場組成的，并且宏觀市場結(jié)構(gòu)摩擦是不可避免的，其包含的微觀市場總是存在不同程度的過度供給或過度需求。當(dāng)對微觀市場同時(shí)連續(xù)單調(diào)地增加需求時(shí)，主要是通過減弱過度供給總量（S-Q）/S，相對微弱地增強(qiáng)過度需求總量（D-Q）/D。當(dāng)呈過度供給狀態(tài)的市場數(shù)目逐漸增多時(shí)，需求增加將會更多地影響（D-Q）/D。（S-Q）/S對（D-Q）/D的曲線近似于等軸雙曲線，表示為：

r2代表微觀市場的聚合程度，把（1）式變形可以得到實(shí)際交易量Q的表達(dá)式：

其中，1-r2＞0，且 r2＜1。D、S、Q 分別表示宏觀市場的有效需求量、有效供給量和實(shí)際交易量。式（2）這種聚合方式稱為Burkett雙曲線聚合方式。對于任意的 r，由式（2）可以得到Q＜min（D，S），且 limr→0Q=min（D，S）。r描述眾多微觀市場的聚合程度以及聚合為宏觀市場的市場效率。r2越小表示宏觀市場效率越高，市場聚合的交易量與短邊原則下的交易量相差越小，市場上同時(shí)存在的過度需求和過度供給的程度越小。[15]

由于市場結(jié)構(gòu)存在缺陷和摩擦，在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下雙曲線聚合方程更貼近房地產(chǎn)市場宏觀供求總量不均衡與結(jié)構(gòu)滯存現(xiàn)象長期并存的特點(diǎn)，因此本文采用雙曲線聚合方程對河北省住宅商品房市場非均衡狀態(tài)進(jìn)行實(shí)證分析。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

（一）住宅房地產(chǎn)市場非均衡計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型建立

影響住宅房地產(chǎn)市場供求的因素有很多，基于以往學(xué)者的研究經(jīng)驗(yàn)以及數(shù)據(jù)的可量化性和可得性，本文選取五個(gè)指標(biāo)作為住宅房地產(chǎn)市場需求和供給的影響因素，分析住宅房地產(chǎn)市場供求非均衡關(guān)系。

1.住宅房地產(chǎn)市場需求影響因素。（1）住宅商品房價(jià)格。通常，在其他影響因素不變的情況下，住宅商品房的價(jià)格與其需求量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即房價(jià)上漲將會導(dǎo)致住宅商品房需求量的減少，房價(jià)下降會使需求量增加。（2）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加會使城鎮(zhèn)居民住房購買力增加，帶動(dòng)住房消費(fèi)。在其他影響因素不變的情況下，收入與住宅商品房需求量呈正相關(guān)關(guān)系，即收入的增長會使住宅商品房需求量增加，反之會使住宅商品房需求量減少。（3）國民生產(chǎn)總值。一個(gè)地區(qū)的國民生產(chǎn)總值反映了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。當(dāng)國民生產(chǎn)總值增加，意味著該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展快速，企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益增加，企業(yè)為了長遠(yuǎn)的利益會增加職工福利，提高職工收入或資助職工買房，從而增加住房市場需求。

2.住宅房地產(chǎn)市場供給影響因素。（1）住宅商品房價(jià)格。房地產(chǎn)價(jià)格是房地產(chǎn)市場供給量變動(dòng)的一個(gè)重要影響因素。通常情況下，住宅商品房價(jià)格越高，房地產(chǎn)企業(yè)利潤越大，因此房地產(chǎn)企業(yè)愿意提供更多的住宅商品房，使得供給量增加；反之，若住宅商品房價(jià)格持續(xù)低迷，房地產(chǎn)企業(yè)因?yàn)槔麧櫧档途蜁p少住宅商品房的供給。（2）住宅商品房市場投資完成額。房地產(chǎn)開發(fā)需要長期的、大量的資金投入，房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模直接制約房地產(chǎn)開發(fā)的速度和數(shù)量，如果缺少資金支持將會影響房地產(chǎn)的有效供給。（3）住宅商品房竣工面積。通常住宅商品房竣工面積的變化會引起住宅空置面積的改變，從而使住宅商品房市場的供給發(fā)生變化，二者為正相關(guān)關(guān)系。

3.住宅商品房非均衡計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。根據(jù)上述對影響住宅商品房市場供求因素的分析，可以得到住宅商品房非均衡計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

有效需求模型：

其中，其中Dt，St分別代表河北省住宅商品房市場的有效需求量和有效供給量，Qt為市場交易量，HP表示城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格，INC表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，GDP國民生產(chǎn)總值，TZ表示房地產(chǎn)開發(fā)住宅完成投資，JG表示住宅商品房竣工面積。α0、α1、α2、α3、β0、β1、β2、β3為待估參數(shù)，μ1t、μ2t為有效需求和有效供給模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)，表示不能用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表示的因素，比如政策因素、未來的預(yù)期等。

（二）模型假定

1.r為市場聚合程度系數(shù)，為了便于分析，假設(shè)宏觀市場是有效率的，不存在結(jié)構(gòu)摩擦，也就是r=0，因此交易量方程可以改為：

2.單市場假定。模型僅對河北省商品房市場進(jìn)行研究，暫不考慮區(qū)域內(nèi)的其他市場之間的相互影響。本文研究的目標(biāo)不考慮存量房地產(chǎn)市場。

3.階段性假定。本文的研究階段為1998—2016年，研究對象是河北省11個(gè)地級市。

（三）參數(shù)估計(jì)步驟

1.均衡估計(jì)。假定河北省住宅商品房市場處于均衡狀態(tài)，即有效需求量、有效供給量和實(shí)際交易量相等，用商品房實(shí)際銷售面積表示。通過運(yùn)用最小二乘法分析河北省11個(gè)地級市住宅商品房市場的面板數(shù)據(jù)，對住宅商品房市場的有效需求和有效供給函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到交易量方程估計(jì)的初始值。

2.均衡估計(jì)參數(shù)檢驗(yàn)。對上一步得出的參數(shù)估計(jì)值進(jìn)行t檢驗(yàn)，判斷是否合乎標(biāo)準(zhǔn)。符合經(jīng)濟(jì)意義則進(jìn)行下一步，不符合就要對均衡模型進(jìn)行修正。

3.非均衡模型參數(shù)估計(jì)。將符合標(biāo)準(zhǔn)的均衡模型估計(jì)出的參數(shù)值作為非均衡模型估計(jì)的參數(shù)初始值，代入交易量方程中，采用非線性最小二乘法（NLS）進(jìn)行迭代運(yùn)算，尋找較優(yōu)可行解，經(jīng)過多次調(diào)試后得到模型的非均衡估計(jì)。

4.非均衡估計(jì)的參數(shù)檢驗(yàn)。對非線性最小二乘法得出的參數(shù)估計(jì)值進(jìn)行計(jì)量和經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

（四）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取了河北省11個(gè)城市1998—2016年商品房市場的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究河北省住宅商品房市場非均衡發(fā)展的樣本。研究數(shù)據(jù)主要來自于歷年《河北省經(jīng)濟(jì)年鑒》《河北省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》等。為了消除通貨膨脹的影響，使數(shù)據(jù)更具可比性，本文以1998年為基期對每一類數(shù)據(jù)進(jìn)行CPI平減。同時(shí)為了消除數(shù)據(jù)不同量綱對分析結(jié)果的影響，本文對非比率數(shù)據(jù)采取對數(shù)變換。

四、實(shí)證分析及結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免偽回歸的現(xiàn)象，首先需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。檢驗(yàn)結(jié)果表明，原序列數(shù)據(jù)均是非平穩(wěn)的，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，所以原序列均為一階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)得出本文所選序列均為一階單整序列，下一步采用Kao檢驗(yàn)對所有變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，ADF的t值為-6.256 435，p值為0.000 0，拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明所有變量在滿足一階單整的條件下，存在長期協(xié)整關(guān)系。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 基于Kao檢驗(yàn)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（三）面板數(shù)據(jù)模型選擇

對河北省住宅商品房市場有效需求和有效供給模型進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，有效需求模型和有效供給模型F檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，拒絕原假設(shè)；Hausman檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，也拒絕原假設(shè)。兩個(gè)檢驗(yàn)的結(jié)果都需建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，因此河北省商品房市場有效需求模型和有效供給模型均采用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)量分析。

表3 面板數(shù)據(jù)選擇檢驗(yàn)結(jié)果

（四）非均衡模型的參數(shù)估計(jì)

1.均衡估計(jì)。運(yùn)用最小二乘法，對河北省住宅商品房市場的有效需求和有效供給模型進(jìn)行面板參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 面板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果

從表4可以看出，有效需求模型所有參數(shù)的P值均在5%水平下顯著；R2分別為0.963和0.984，方程的擬合優(yōu)度均很高。DW值分別為1.849和1.855，表示兩個(gè)方程不存在多重共線。因此，可以將有效需求模型和有效供給模型的系數(shù)值作為非均衡估計(jì)的參數(shù)初始值。

2.非均衡估計(jì)。將上述模型估計(jì)出的參數(shù)值作為交易量方程迭代運(yùn)算的初始值，根據(jù)非線性估計(jì)得出參數(shù)估計(jì)結(jié)果，模型的R2為0.995，擬合優(yōu)度很高。下面將非線性估計(jì)出的參數(shù)估計(jì)值代入有效需求模型和有效供給模型，可以得到河北省住宅商品房市場有效供求模型：

從上述非均衡方程可以看出，河北省商品房市場有效需求和供給量與其影響因素存在一定關(guān)系。

從住宅商品房市場有效需求來看，河北省住宅商品房市場有效需求量與城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格負(fù)相關(guān)，說明城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格下降，將會推動(dòng)河北省住宅商品房有效需求的增加。河北省住宅商品房市場有效需求量與城鎮(zhèn)人均可支配收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值正相關(guān)，說明收入的增長可以提高城鎮(zhèn)居民住房購買力從而增加住宅商品房的有效需求，國民經(jīng)濟(jì)增長會提高人民的物質(zhì)、文化水平從而推動(dòng)房地產(chǎn)市場發(fā)展，增加住宅商品房市場的有效需求量。

從住宅商品房市場有效供給來看，河北省住宅商品房市場有效供給量與城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格負(fù)相關(guān)，這是因?yàn)樽≌ㄔO(shè)周期較長，有效供給的變化相對于住房價(jià)格具有一定的滯后期。長期來看，房價(jià)上漲會增加住宅商品房的供給面積，但短期內(nèi)房價(jià)的變動(dòng)并不會對住宅商品房供給產(chǎn)生影響。河北省住宅商品房市場有效供給量與房地產(chǎn)開發(fā)住宅完成投資、住宅商品房竣工面積正相關(guān)，說明住宅房地產(chǎn)市場投資額以及住宅商品房竣工面積的增加，將會使住宅商品房市場的有效供給相應(yīng)的增加。

需要指出的是，由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以及相關(guān)影響因素難以量化的原因，本文僅列出影響河北省住宅商品房市場有效供給和需求的主要影響因素。

（五）住宅商品房市場非均衡的實(shí)證分析

1.住宅商品房市場供求非均衡度的測算。根據(jù)上述河北省住宅商品房市場有效供求模型，將各解釋變量的歷史數(shù)據(jù)帶入式（8）、式（9），可以計(jì)算得出1998—2016年河北省住宅商品房市場歷年有效需求量和有效供給量，再根據(jù)式（11）計(jì)算得出河北省住宅商品房市場有效供求的非均衡度。

（11）式中Z為非均衡度，D、S分別為有效需求量和有效供給量，Q為交易量。據(jù)此得出河北省住宅商品房市場非均衡度，如表5所示。

表5 河北省住宅商品房市場有效供求估計(jì)結(jié)果

2.非均衡結(jié)果分析。季朗超[5]通過非均衡度（Z）指標(biāo)的臨界值來表示房地產(chǎn)市場非均衡輕重程度，提出政府可根據(jù)房地產(chǎn)市場非均程度采取相應(yīng)的調(diào)控手段。如表6。

表6 房地產(chǎn)市場非均衡度臨界值范圍分類

從1998—2016年河北省住宅房地產(chǎn)市場非均衡度（圖1）可以看出，河北省住宅房地產(chǎn)市場存在明顯的非均衡狀態(tài)，大致可以分為五個(gè)階段。

圖1 1998—2016年河北省住宅房地產(chǎn)市場非均衡度

第一階段（1998年）：住宅房地產(chǎn)市場非均衡為0.177，介于0.1～0.2，有效需求略大于有效供給，屬于正向輕度非均衡。這是因?yàn)?998年起我國開始實(shí)施住房貨幣化改革，大大激發(fā)了我國城鎮(zhèn)住宅的需求，再加上住房存量不足，使得此階段住宅商品房市場的有效需求大于有效供給。

第二階段（1999—2000年）：此階段住宅商品房市場有效供給大于有效需求。因?yàn)榍捌谧》啃枨笸?，房價(jià)上漲帶動(dòng)了房地產(chǎn)投資的快速增長，住房供給的滯后性使得這個(gè)階段住房供給大量增加，形成了住宅房地產(chǎn)市場短期的有效供給大于有效需求的現(xiàn)象。住宅商品房市場非均衡程度由1998年的正向輕度非均衡轉(zhuǎn)變?yōu)?999年的負(fù)向輕度非均衡，隨后變?yōu)?000年的負(fù)向適度非均衡，但住宅商品房市場非均衡程度較小。

第三階段（2001—2008年）：此階段，住宅商品房市場有效需求持續(xù)明顯大于有效供給，非均衡度從2001年的0.163快速增長至2002年的0.326，并且一直在0.25以上，2006年最高為0.363。在這段時(shí)期內(nèi)，出現(xiàn)輕度非均衡的年份有1年（2001年），出現(xiàn)重度非均衡的年份有4年（2003年、2004年、2007年、2008年），出現(xiàn)嚴(yán)重非均衡的年份有3年（2002年、2005年、2006年）。隨著房住宅房地產(chǎn)市場迅速發(fā)展，投機(jī)、投資現(xiàn)象增多，一方面是因?yàn)榉績r(jià)不斷上漲，居民對房價(jià)上漲產(chǎn)生的預(yù)期使得許多潛在需求變?yōu)橛行枨?；另一方面是由于我國投資方式少，再加上房價(jià)的持續(xù)上漲，使得投資性需求大量增加，還有就是投機(jī)性外資大規(guī)模的進(jìn)入房地產(chǎn)市場，造成投機(jī)性需求增加，使得住宅商品房需求過度，呈現(xiàn)非理性繁榮的現(xiàn)象。[16]

第四階段（2009—2010年）：伴隨著2008年金融危機(jī)爆發(fā)，以及保障性住房的供給增加，住宅商品房市場有效供給在這一階段大于有效需求，但非均衡程度很小，其絕對值小于0.1，為負(fù)向適度非均衡。

第五階段（2011—2016年）：隨著經(jīng)濟(jì)回暖，房價(jià)持續(xù)上漲帶來的消費(fèi)者預(yù)期效應(yīng)，使得“買漲不買跌”現(xiàn)象越來越明顯，投資需求日趨增大。再加上房地產(chǎn)調(diào)控政策的出臺，抑制了投資需求，城鎮(zhèn)居民商品房市場逐步回歸理性，非均衡度在0.05上下波動(dòng)，僅2012年為輕度非均衡，其他年份都屬于適度非均衡。

五、結(jié)論及建議

（一）主要結(jié)論

本文運(yùn)用1998—2016年河北省11個(gè)地市面板數(shù)據(jù)，基于非均衡理論構(gòu)建河北省住宅商品房市場有效供求模型，對河北省住宅商品房市場有效供求以及非均衡度進(jìn)行了實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：

第一，河北省住宅商品房市場有效需求量與城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與城鎮(zhèn)人均可支配收入、國民生產(chǎn)總值呈正相關(guān)關(guān)系。

第二，河北省住宅商品房市場有效供給量與城鎮(zhèn)住宅商品房價(jià)格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與房地產(chǎn)住宅完成投資額、住宅商品房竣工面積呈正相關(guān)關(guān)系。

第三，根據(jù)非均衡度分析結(jié)果來看，在1998年到2016年期間，河北省住宅商品房市場有效供給和有效需求為明顯的非均衡發(fā)展態(tài)勢，大致經(jīng)歷了五個(gè)階段。

（二）建議

根據(jù)對河北省住宅商品房市場有效供求非均衡度分析，發(fā)現(xiàn)河北省住宅商品房市場持續(xù)存在非均衡運(yùn)行的特征。按照非均衡理論，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的非均衡是一種常態(tài)，但非均衡總會帶來不同程度的效率低下或者資源浪費(fèi)和閑置，所以需要運(yùn)用宏觀調(diào)控手段，降低非均衡程度，努力使有效供給和有效需求趨于均衡。

1.增加住宅商品房總量供給，推動(dòng)供給側(cè)改革。適度增加保障性住房供給數(shù)量，擴(kuò)大保障范圍，充分發(fā)揮保障性住房作用，緩解中低收入人群的住房需求。逐步改變我國土地高度壟斷導(dǎo)致房價(jià)暴漲的局面，解決土地稀缺現(xiàn)狀，盤活農(nóng)村宅基地，允許農(nóng)村宅基地作為城鎮(zhèn)建設(shè)用地，增加房地產(chǎn)土地供應(yīng)。

2.抑制過度投機(jī)和投資需求，鼓勵(lì)自主性住房需求。由于我國目前金融體系不健全，投資渠道單一，導(dǎo)致近十年我國房地產(chǎn)投資據(jù)在占非金融資產(chǎn)的90%。這就需要根據(jù)我國國情，從制度上徹底抑制房地產(chǎn)過度投資，讓房地產(chǎn)市場回歸到滿足居民居住需求。習(xí)近平總書記在中共十九大報(bào)告中也明確指出“房子是用來住的，不是用來炒的”，這就需要政府出臺相關(guān)法律法規(guī)確保房地產(chǎn)市場健康穩(wěn)定發(fā)展，嚴(yán)厲打擊開發(fā)商囤地居奇等違法違規(guī)行為，制定政策合理限購、限售、限價(jià)，并鼓勵(lì)商改住增加供給，加快健全住房保障制度。

3.健全房地產(chǎn)法律法規(guī)體系，管控各類風(fēng)險(xiǎn)。我國房地產(chǎn)法律法規(guī)的完善是房地產(chǎn)市場有序發(fā)展的重要保障。建立房地產(chǎn)信息系統(tǒng)、分區(qū)域調(diào)控和預(yù)警系統(tǒng)、改變土地財(cái)政的財(cái)政體制等，規(guī)范房地產(chǎn)市場的法律法規(guī)。另外要嚴(yán)格執(zhí)行相關(guān)法律法規(guī)，保護(hù)居民消費(fèi)者合法權(quán)益，整頓房地產(chǎn)秩序，確保房地產(chǎn)行業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展。