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）

新戶籍制度的實施，降低了城鎮(zhèn)人口落戶門檻，推動了城市化進(jìn)程，在一定程度上決定著未來人口的流向，因而也將影響城市房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。發(fā)達(dá)國家針對戶籍制度改革與房地產(chǎn)市場關(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)建計量模型的基礎(chǔ)上，對戶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34個城市為研究樣本，分析城市戶口政策變化與房價之間的關(guān)系，研究表明戶口政策對住房價格的影響受時間效應(yīng)較大[1]。Tao等以深圳為例研究戶籍制度對農(nóng)民工住房選擇的影響，結(jié)果表明戶口在外來人口選擇住房中起到間接作用，而返鄉(xiāng)和居民流動性計劃成為農(nóng)民工選擇住房的主要原因，且收入對外來人口住房選擇的影響程度高于住房所有權(quán)[2]。Tyner等通過設(shè)定城市戶口登記成本，結(jié)合外來人口城鄉(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)人口不太可能將戶口轉(zhuǎn)到城市[3]。Li等基于二元戶籍制度背景下，分析戶口在城市就業(yè)、住房和通勤中的重要性，并揭示與戶口持有者相比，非戶口居民就業(yè)與住房關(guān)系較為平衡，對機(jī)動車交通的依賴較少，且花在通勤上的時間更少[4]。隨著房地產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，面臨產(chǎn)能過剩、庫存積壓嚴(yán)重等問題，學(xué)者們通過不同方向?qū)Ψ康禺a(chǎn)業(yè)去庫存問題進(jìn)行了研究。顧勇菁指出，當(dāng)前戶籍制度改革短期內(nèi)有利于非限購的二線城市，中長期有利于三四線城市[5]。王先柱等采用三維方式，從房地產(chǎn)市場的供給、需求以及均衡房價3個方面著手并試圖構(gòu)造住房庫存壓力指數(shù)，探究當(dāng)前戶籍制度改革背景下全國35個大中城市住房庫存壓力的大小[6]。

綜觀國內(nèi)外已有研究，可以發(fā)現(xiàn)國外學(xué)者研究大多聚焦在城鎮(zhèn)化內(nèi)涵、發(fā)展的規(guī)律，同時涉及房地產(chǎn)去庫存的實踐成果也很豐富。國內(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)價格互動之間的關(guān)系，涉及戶籍制度改革對房地產(chǎn)去庫存的影響研究大多針對于一線城市或省際城市，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個樣本城市數(shù)據(jù)，探究房價水平不同的城市戶籍制度改革與去庫存之間的關(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，在對解釋變量與被解釋變量進(jìn)行回歸過程中，更多地強(qiáng)調(diào)條件分位數(shù)的變化，基于不同分位點對模型進(jìn)行回歸分析[7]。與傳統(tǒng)的最小二乘法（OLS）、最大似然估計（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，因此對于數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的異常點具有耐抗性，且在大樣本理論下，參數(shù)的估計值具有漸進(jìn)優(yōu)良性[8]。考慮到不同發(fā)展水平的城市在戶籍制度改革進(jìn)程中對去庫存的影響程度可能存在差異，需要度量不同分位數(shù)水平下戶籍人口對住宅銷售面積的影響程度，因此文中選取分位數(shù)回歸模型來探究戶籍制度改革背景下的人口布局與去庫存之間的關(guān)系。

2 實證研究

2.1 變量的選擇與處理

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

（2）戶籍人口。文中在已有研究成果的基礎(chǔ)上，以城市年末戶籍人口增量作為衡量戶籍制度改革帶來的城市效應(yīng)指標(biāo)[11]。隨著戶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)村人口的流動將增加住房的剛性需求，結(jié)合微觀經(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、全面、科學(xué)地衡量城市房地產(chǎn)發(fā)展水平，除了引入戶籍人口變量之外，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)銷售面積的其他控制變量。

住宅銷售價格：以2005年城市居民消費價格指數(shù)為基期，對不同時期的住宅銷售價格進(jìn)行修正并取對數(shù)，得到城市住宅銷售價格指數(shù)，通過對變量取對數(shù)降低數(shù)據(jù)的異方差性，能夠反映一定時期內(nèi)住宅銷售價格的變動趨勢和變動幅度的相對值。

城市人均可支配收入：以2005年城市居民消費價格指數(shù)為基期，對不同時期的城市人均可支配收入進(jìn)行修正，衡量一個城市居民的生活水平。

城市公共汽（電）車營運數(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保障制度是吸引鄉(xiāng)村外來人口落戶的重要因素。對于城市新進(jìn)人口來言，促成其自愿落戶的因素除了降低城市落戶門檻之外，完善的基礎(chǔ)設(shè)施也是重要的影響因素。新落戶人口形成了房地產(chǎn)市場潛在的消費者，無形中增加了房地產(chǎn)市場的需求量。

虛擬變量：戶籍制度的開放程度以及執(zhí)行情況因東、中、西部差距而不同，在研究過程中通過引入虛擬變量Dit來反映地理位置差異對房地產(chǎn)銷售面積的影響。為規(guī)避虛擬變量陷阱，通常在虛擬變量引入的過程中，每一個定性變量所需的虛擬變量個數(shù)比其類別數(shù)少1，文中為區(qū)分東、中、西部地區(qū)，引入D1t、D2t兩個虛擬變量。

為降低變量的多重共線性及異方差性，對數(shù)據(jù)取增量或取對數(shù)，其中住房銷售面積、戶籍人口、城市公共汽（電）車營運數(shù)采取其增量形式，住宅銷售價格取其對數(shù)形式。

2.2 模型的設(shè)定

已知分位數(shù)水平τ，住宅銷售面積第τ個分位數(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)擾動項。Sit、Pit、Qit、LN( Lit)、Iit、Dit分別表示第i個城市第t年的商品住房銷售面積、商品住房銷售價格、年末戶籍人口數(shù)量、人均可支配收入、公共汽電車營運量以及城市區(qū)域位置。

文中選取我國房地產(chǎn)市場83個代表性城市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)處理過程中通過查找地方城市的國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計公報、城市統(tǒng)計年鑒等處理數(shù)據(jù)不一致問題，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

對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單的描述性統(tǒng)計，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

2.4 平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸的現(xiàn)象”，現(xiàn)需要對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，若有兩個或兩個以上的檢驗通過平穩(wěn)性的檢驗，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的檢驗統(tǒng)計量有兩個或兩個以上是顯著的，表明該序列是平穩(wěn)的，而序列Lit的檢驗統(tǒng)計量是非顯著的，說明其原始序列是非平穩(wěn)的，取對數(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，得出相應(yīng)的回歸結(jié)果，如表3所示。從表3可以看出，不同分位點下，住宅銷售價格、戶籍人口、人均可支配收入、城市公共汽電車數(shù)以及區(qū)域位置等變量對住宅銷售面積的影響方向和程度存在一定差異。

表3 變量在不同分位點下的系數(shù)回歸結(jié)果

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

住房銷售價格對住宅銷售面積的影響系數(shù)隨著分位點的增加呈遞增態(tài)勢，在中低分位點時影響系數(shù)估計值為負(fù)，在高分位點時轉(zhuǎn)為正。分位點取0.1～0.3 時系數(shù)顯著，且估計值為負(fù)，隨著分位點的增加，銷售價格對住宅銷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0.9時才顯著。人均可支配收入對銷售面積的影響系數(shù)在分位點取0.6～0.8時顯著，且影響為正向，影響程度逐漸增加。城市公共汽（電）車營運數(shù)的系數(shù)估計值在低分位點系數(shù)估計值為負(fù)，較高分位點的估計值為正，從系數(shù)顯著性來看只有在0.8～0.9高分位點下系數(shù)估計值才顯著。從區(qū)域位置變量的影響系數(shù)估計值和顯著性可以看出，戶籍制度改革的實施過程中存在一定的區(qū)域性差異。

3 結(jié)論與政策建議

從實證結(jié)果看，城市年末戶籍人口增量能夠顯著地促進(jìn)房地產(chǎn)銷售，對于高房價城市的影響程度高于低房價城市。從這個意義上來說，戶籍制度改革進(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)人口對當(dāng)?shù)刈》繋齑媪康挠绊懗潭纫膊煌?，即戶籍制度改革對去庫存影響程度存在區(qū)域性差異。

探索基于戶籍制度改革視角下去庫存的有效途徑，不僅關(guān)系到我國房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展，也關(guān)系到城市的資源分配與產(chǎn)業(yè)調(diào)整。以三、四線城市為政策著力點，一方面，明確深化住房制度改革方向，以滿足新市民住房需求為主要出發(fā)點，試圖消除由于戶籍門檻過高導(dǎo)致的人口遷徙方面的局限。日前，人口流動方向和去庫存目標(biāo)仍存在區(qū)域性錯位現(xiàn)象，城市為吸引人口流入，地方政府在推進(jìn)戶籍改革政策過程中要注重完善配套政策，如教育、醫(yī)療、就業(yè)等社會保障體系，可以通過降房價、降首套房首付比例、人才購房補(bǔ)貼等措施刺激房地產(chǎn)市場的發(fā)展。另一方面，加快促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，增加就業(yè)機(jī)會，既要發(fā)展壯大新動能，深化推動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，也要加速傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，以產(chǎn)業(yè)促就業(yè)，以產(chǎn)業(yè)謀發(fā)展。通過產(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，實現(xiàn)人口回流。同時，地方政府在推進(jìn)戶籍制度改革過程中應(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)庫存。