朱盼盼，張海永

（滁州學(xué)院數(shù)學(xué)與金融學(xué)院，安徽滁州239000）

新戶(hù)籍制度的實(shí)施，降低了城鎮(zhèn)人口落戶(hù)門(mén)檻，推動(dòng)了城市化進(jìn)程，在一定程度上決定著未來(lái)人口的流向，因而也將影響城市房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。發(fā)達(dá)國(guó)家針對(duì)戶(hù)籍制度改革與房地產(chǎn)市場(chǎng)關(guān)系的研究進(jìn)行的較早并取得了具有指導(dǎo)意義的成果。其中，多數(shù)學(xué)者是在構(gòu)建計(jì)量模型的基礎(chǔ)上，對(duì)戶(hù)口因素與城市住房選擇之間的關(guān)系進(jìn)行了定性和定量研究。Zheng選擇全國(guó)34個(gè)城市為研究樣本，分析城市戶(hù)口政策變化與房?jī)r(jià)之間的關(guān)系，研究表明戶(hù)口政策對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響受時(shí)間效應(yīng)較大[1]。Tao等以深圳為例研究戶(hù)籍制度對(duì)農(nóng)民工住房選擇的影響，結(jié)果表明戶(hù)口在外來(lái)人口選擇住房中起到間接作用，而返鄉(xiāng)和居民流動(dòng)性計(jì)劃成為農(nóng)民工選擇住房的主要原因，且收入對(duì)外來(lái)人口住房選擇的影響程度高于住房所有權(quán)[2]。Tyner等通過(guò)設(shè)定城市戶(hù)口登記成本，結(jié)合外來(lái)人口城鄉(xiāng)融合模式，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的農(nóng)村地區(qū)人口不太可能將戶(hù)口轉(zhuǎn)到城市[3]。Li等基于二元戶(hù)籍制度背景下，分析戶(hù)口在城市就業(yè)、住房和通勤中的重要性，并揭示與戶(hù)口持有者相比，非戶(hù)口居民就業(yè)與住房關(guān)系較為平衡，對(duì)機(jī)動(dòng)車(chē)交通的依賴(lài)較少，且花在通勤上的時(shí)間更少[4]。隨著房地產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，面臨產(chǎn)能過(guò)剩、庫(kù)存積壓嚴(yán)重等問(wèn)題，學(xué)者們通過(guò)不同方向?qū)Ψ康禺a(chǎn)業(yè)去庫(kù)存問(wèn)題進(jìn)行了研究。顧勇菁指出，當(dāng)前戶(hù)籍制度改革短期內(nèi)有利于非限購(gòu)的二線(xiàn)城市，中長(zhǎng)期有利于三四線(xiàn)城市[5]。王先柱等采用三維方式，從房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給、需求以及均衡房?jī)r(jià)3個(gè)方面著手并試圖構(gòu)造住房庫(kù)存壓力指數(shù)，探究當(dāng)前戶(hù)籍制度改革背景下全國(guó)35個(gè)大中城市住房庫(kù)存壓力的大小[6]。

綜觀(guān)國(guó)內(nèi)外已有研究，可以發(fā)現(xiàn)國(guó)外學(xué)者研究大多聚焦在城鎮(zhèn)化內(nèi)涵、發(fā)展的規(guī)律，同時(shí)涉及房地產(chǎn)去庫(kù)存的實(shí)踐成果也很豐富。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究主要集聚焦于城鎮(zhèn)化、房地產(chǎn)業(yè)以及城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)價(jià)格互動(dòng)之間的關(guān)系，涉及戶(hù)籍制度改革對(duì)房地產(chǎn)去庫(kù)存的影響研究大多針對(duì)于一線(xiàn)城市或省際城市，研究主要停留在單一經(jīng)濟(jì)學(xué)視角分析，缺少對(duì)城市公共基礎(chǔ)設(shè)施和城市層次化的考量。本文借鑒這些研究成果，選擇83個(gè)樣本城市數(shù)據(jù)，探究房?jī)r(jià)水平不同的城市戶(hù)籍制度改革與去庫(kù)存之間的關(guān)系。

1 研究方法

凱恩克（Koenker Roger）和巴西特（Bawwett）提出了分位數(shù)回歸（QR）的思想，在對(duì)解釋變量與被解釋變量進(jìn)行回歸過(guò)程中，更多地強(qiáng)調(diào)條件分位數(shù)的變化，基于不同分位點(diǎn)對(duì)模型進(jìn)行回歸分析[7]。與傳統(tǒng)的最小二乘法（OLS）、最大似然估計(jì)（ML）等相比較，分位數(shù)回歸不僅可以度量回歸變量在分布中心的影響，還可以度量在分布的上尾和下尾的影響，因此對(duì)于數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的異常點(diǎn)具有耐抗性，且在大樣本理論下，參數(shù)的估計(jì)值具有漸進(jìn)優(yōu)良性[8]。考慮到不同發(fā)展水平的城市在戶(hù)籍制度改革進(jìn)程中對(duì)去庫(kù)存的影響程度可能存在差異，需要度量不同分位數(shù)水平下戶(hù)籍人口對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響程度，因此文中選取分位數(shù)回歸模型來(lái)探究戶(hù)籍制度改革背景下的人口布局與去庫(kù)存之間的關(guān)系。

2 實(shí)證研究

2.1 變量的選擇與處理

（1）住房銷(xiāo)售面積。目前關(guān)于房地產(chǎn)行業(yè)庫(kù)存指標(biāo)定義很少。文中選擇城市住宅銷(xiāo)售面積作為衡量城市去庫(kù)存指標(biāo)，住宅銷(xiāo)售面積越大，即該城市居民對(duì)城市住房消費(fèi)積極性越高，城市去庫(kù)存效應(yīng)越明顯[9-10]。

（2）戶(hù)籍人口。文中在已有研究成果的基礎(chǔ)上，以城市年末戶(hù)籍人口增量作為衡量戶(hù)籍制度改革帶來(lái)的城市效應(yīng)指標(biāo)[11]。隨著戶(hù)籍制度改革的不斷推進(jìn)，城市化進(jìn)程持續(xù)加快，城市新增人口發(fā)生變化，鄉(xiāng)村人口的流動(dòng)將增加住房的剛性需求，結(jié)合微觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的供求規(guī)律，在城市房屋供給量不變的情況下，需求量的增加將刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，這啟發(fā)當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)商增加一定供給量，從而促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展。

（3）控制變量。為客觀(guān)、全面、科學(xué)地衡量城市房地產(chǎn)發(fā)展水平，除了引入戶(hù)籍人口變量之外，本文結(jié)合已有研究結(jié)果、城市發(fā)展內(nèi)涵及指標(biāo)體系的構(gòu)建原則，構(gòu)建影響房地產(chǎn)銷(xiāo)售面積的其他控制變量。

住宅銷(xiāo)售價(jià)格：以2005年城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期，對(duì)不同時(shí)期的住宅銷(xiāo)售價(jià)格進(jìn)行修正并取對(duì)數(shù)，得到城市住宅銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)，通過(guò)對(duì)變量取對(duì)數(shù)降低數(shù)據(jù)的異方差性，能夠反映一定時(shí)期內(nèi)住宅銷(xiāo)售價(jià)格的變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)幅度的相對(duì)值。

城市人均可支配收入：以2005年城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期，對(duì)不同時(shí)期的城市人均可支配收入進(jìn)行修正，衡量一個(gè)城市居民的生活水平。

城市公共汽（電）車(chē)營(yíng)運(yùn)數(shù)：反映城市的交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展?fàn)顩r。城市中優(yōu)質(zhì)的教育、醫(yī)療等資源以及健全的社會(huì)保障制度是吸引鄉(xiāng)村外來(lái)人口落戶(hù)的重要因素。對(duì)于城市新進(jìn)人口來(lái)言，促成其自愿落戶(hù)的因素除了降低城市落戶(hù)門(mén)檻之外，完善的基礎(chǔ)設(shè)施也是重要的影響因素。新落戶(hù)人口形成了房地產(chǎn)市場(chǎng)潛在的消費(fèi)者，無(wú)形中增加了房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求量。

虛擬變量：戶(hù)籍制度的開(kāi)放程度以及執(zhí)行情況因東、中、西部差距而不同，在研究過(guò)程中通過(guò)引入虛擬變量Dit來(lái)反映地理位置差異對(duì)房地產(chǎn)銷(xiāo)售面積的影響。為規(guī)避虛擬變量陷阱，通常在虛擬變量引入的過(guò)程中，每一個(gè)定性變量所需的虛擬變量個(gè)數(shù)比其類(lèi)別數(shù)少1，文中為區(qū)分東、中、西部地區(qū)，引入D1t、D2t兩個(gè)虛擬變量。

為降低變量的多重共線(xiàn)性及異方差性，對(duì)數(shù)據(jù)取增量或取對(duì)數(shù)，其中住房銷(xiāo)售面積、戶(hù)籍人口、城市公共汽（電）車(chē)營(yíng)運(yùn)數(shù)采取其增量形式，住宅銷(xiāo)售價(jià)格取其對(duì)數(shù)形式。

2.2 模型的設(shè)定

已知分位數(shù)水平τ，住宅銷(xiāo)售面積第τ個(gè)分位數(shù)模型表達(dá)式為

其中變量下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)城市第t年的數(shù)據(jù)，τ為分位數(shù)，0 ＜τ ＜1，待估參數(shù)β0,β1,β2,…,β6依賴(lài)于分位數(shù)τ，表示參數(shù)可以隨著分位數(shù)的取值不同而發(fā)生變化，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Sit、Pit、Qit、LN( Lit)、Iit、Dit分別表示第i個(gè)城市第t年的商品住房銷(xiāo)售面積、商品住房銷(xiāo)售價(jià)格、年末戶(hù)籍人口數(shù)量、人均可支配收入、公共汽電車(chē)營(yíng)運(yùn)量以及城市區(qū)域位置。

文中選取我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)83個(gè)代表性城市2005—2016近12年的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于同花順iFinD。由于部分樣本數(shù)據(jù)存在異?，F(xiàn)象，在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中通過(guò)查找地方城市的國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、城市統(tǒng)計(jì)年鑒等處理數(shù)據(jù)不一致問(wèn)題，采用回歸插補(bǔ)法處理缺失值，采用蓋帽法處理離群值。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)，各變量的基本特征值如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.4 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)“偽回歸的現(xiàn)象”，現(xiàn)需要對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，若有兩個(gè)或兩個(gè)以上的檢驗(yàn)通過(guò)平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，則表明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，具體如表2所示。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2可以得出，在5%的顯著性水平下，原始序列中Sit、Pit、Qit、Iit的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量有兩個(gè)或兩個(gè)以上是顯著的，表明該序列是平穩(wěn)的，而序列Lit的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是非顯著的，說(shuō)明其原始序列是非平穩(wěn)的，取對(duì)數(shù)的序列LN(Lit)是平穩(wěn)序列。

2.5 分位數(shù)回歸結(jié)果分析

基于不同分位點(diǎn)，得出相應(yīng)的回歸結(jié)果，如表3所示。從表3可以看出，不同分位點(diǎn)下，住宅銷(xiāo)售價(jià)格、戶(hù)籍人口、人均可支配收入、城市公共汽電車(chē)數(shù)以及區(qū)域位置等變量對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響方向和程度存在一定差異。

表3 變量在不同分位點(diǎn)下的系數(shù)回歸結(jié)果

年末戶(hù)籍人口對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響程度是逐漸增加的，在低分位點(diǎn)時(shí)，影響系數(shù)為負(fù)，在中高分位點(diǎn)時(shí)影響系數(shù)轉(zhuǎn)為正。從系數(shù)的顯著性來(lái)看，在低分位點(diǎn)下城市年末戶(hù)籍人口對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響系數(shù)不顯著，在分位點(diǎn)取0.7～0.9時(shí)系數(shù)顯著，且系數(shù)估計(jì)為正，說(shuō)明在當(dāng)前戶(hù)籍制度改革背景下，人口流動(dòng)帶來(lái)的城市人口新布局促進(jìn)了一、二級(jí)城市房地產(chǎn)的銷(xiāo)售，對(duì)于發(fā)展水平較高的城市去庫(kù)存有效，但對(duì)于發(fā)展水平較低的三、四線(xiàn)城市的去庫(kù)存效應(yīng)不明顯。隨著城市發(fā)展水平的提高，新增人口越多，對(duì)城市住宅的需求量越大，將促進(jìn)城市住宅的銷(xiāo)售面積增加。這可能與三、四線(xiàn)城市的教育、醫(yī)療、交通等基礎(chǔ)設(shè)施吸引力相對(duì)較差有關(guān)，人口的流入未能真正刺激對(duì)住宅的需求，而一、二線(xiàn)城市在社會(huì)保障體系方面更具優(yōu)勢(shì)。

住房銷(xiāo)售價(jià)格對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響系數(shù)隨著分位點(diǎn)的增加呈遞增態(tài)勢(shì)，在中低分位點(diǎn)時(shí)影響系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，在高分位點(diǎn)時(shí)轉(zhuǎn)為正。分位點(diǎn)取0.1～0.3 時(shí)系數(shù)顯著，且估計(jì)值為負(fù)，隨著分位點(diǎn)的增加，銷(xiāo)售價(jià)格對(duì)住宅銷(xiāo)售面積的影響逐漸不顯著，影響程度逐漸減弱，只有在最高分位點(diǎn)0.9時(shí)才顯著。人均可支配收入對(duì)銷(xiāo)售面積的影響系數(shù)在分位點(diǎn)取0.6～0.8時(shí)顯著，且影響為正向，影響程度逐漸增加。城市公共汽（電）車(chē)營(yíng)運(yùn)數(shù)的系數(shù)估計(jì)值在低分位點(diǎn)系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，較高分位點(diǎn)的估計(jì)值為正，從系數(shù)顯著性來(lái)看只有在0.8～0.9高分位點(diǎn)下系數(shù)估計(jì)值才顯著。從區(qū)域位置變量的影響系數(shù)估計(jì)值和顯著性可以看出，戶(hù)籍制度改革的實(shí)施過(guò)程中存在一定的區(qū)域性差異。

3 結(jié)論與政策建議

從實(shí)證結(jié)果看，城市年末戶(hù)籍人口增量能夠顯著地促進(jìn)房地產(chǎn)銷(xiāo)售，對(duì)于高房?jī)r(jià)城市的影響程度高于低房?jī)r(jià)城市。從這個(gè)意義上來(lái)說(shuō)，戶(hù)籍制度改革進(jìn)程不同，城市房地產(chǎn)業(yè)供需匹配度不一，不同地區(qū)的新進(jìn)人口對(duì)當(dāng)?shù)刈》繋?kù)存量的影響程度也不同，即戶(hù)籍制度改革對(duì)去庫(kù)存影響程度存在區(qū)域性差異。

探索基于戶(hù)籍制度改革視角下去庫(kù)存的有效途徑，不僅關(guān)系到我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康發(fā)展，也關(guān)系到城市的資源分配與產(chǎn)業(yè)調(diào)整。以三、四線(xiàn)城市為政策著力點(diǎn)，一方面，明確深化住房制度改革方向，以滿(mǎn)足新市民住房需求為主要出發(fā)點(diǎn)，試圖消除由于戶(hù)籍門(mén)檻過(guò)高導(dǎo)致的人口遷徙方面的局限。日前，人口流動(dòng)方向和去庫(kù)存目標(biāo)仍存在區(qū)域性錯(cuò)位現(xiàn)象，城市為吸引人口流入，地方政府在推進(jìn)戶(hù)籍改革政策過(guò)程中要注重完善配套政策，如教育、醫(yī)療、就業(yè)等社會(huì)保障體系，可以通過(guò)降房?jī)r(jià)、降首套房首付比例、人才購(gòu)房補(bǔ)貼等措施刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展。另一方面，加快促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，既要發(fā)展壯大新動(dòng)能，深化推動(dòng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，也要加速傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，以產(chǎn)業(yè)促就業(yè)，以產(chǎn)業(yè)謀發(fā)展。通過(guò)產(chǎn)業(yè)內(nèi)遷，增強(qiáng)城市吸引力，打牢中小城市的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，提高城市人均收入水平，促進(jìn)人口向中小城市的遷移，實(shí)現(xiàn)人口回流。同時(shí)，地方政府在推進(jìn)戶(hù)籍制度改革過(guò)程中應(yīng)構(gòu)建合理的改革構(gòu)架，采用具有可操作性的措施，激發(fā)房地產(chǎn)業(yè)潛在需求，降低房地產(chǎn)庫(kù)存。