金融發(fā)展規(guī)模、門檻效應(yīng)與房地產(chǎn)庫存

傅貽忙 李小虎 張晨怡 謝柳瑩

作者簡介： 傅貽忙（1982—），男，湖南汝城人，博士，湖南工業(yè)大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向：城市與房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

摘 要：基于2004-2017年我國金融發(fā)展規(guī)模和房地產(chǎn)庫存的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建基準(zhǔn)面板模型和門檻面板模型，考量金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響。結(jié)果表明：金融機(jī)構(gòu)存款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響具有區(qū)域差異性，東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)出抑制作用，全國和中部地區(qū)表現(xiàn)出促進(jìn)作用，中部地區(qū)和西部地區(qū)顯著。金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)房地產(chǎn)庫存具有顯著的促進(jìn)作用。股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，隨著人均GDP跨過門檻值，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響由抑制作用轉(zhuǎn)化成促進(jìn)作用。此外，上市公司數(shù)量對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響在全國、中部地區(qū)表現(xiàn)出促進(jìn)作用，且中部地區(qū)顯著。市場化指數(shù)在基準(zhǔn)面板模型中表現(xiàn)出抑制作用且不顯著，但在門檻面板模型中表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)房地產(chǎn)庫存表現(xiàn)出促進(jìn)作用，但不顯著。

關(guān)鍵詞： 金融發(fā)展規(guī)模;房地產(chǎn)庫存;門檻特征

中圖分類號(hào)：F832;F299.23 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2022）01-0035-08

一、引 言

2021年3月，《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》指出：“加強(qiáng)房地產(chǎn)金融調(diào)控，發(fā)揮住房稅收調(diào)節(jié)作用，支持合理自住需求，遏制投資投機(jī)性需求。”金融發(fā)展規(guī)模是區(qū)域金融發(fā)展的重要體現(xiàn)，金融發(fā)展規(guī)模越大，表明金融發(fā)展程度越高。金融資源稟賦是決定金融發(fā)展規(guī)模的前提，一般而言金融資源稟賦越豐富，金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大的可能性越大。金融資源稟賦同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)文化和居民消費(fèi)習(xí)慣息息相關(guān)。房地產(chǎn)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，金融發(fā)展規(guī)模在促進(jìn)房地產(chǎn)市場發(fā)展過程中有著至關(guān)重要的作用，房地產(chǎn)金融的成本與效率決定了房地產(chǎn)金融發(fā)展規(guī)模的程度。當(dāng)前，房地產(chǎn)金融規(guī)模持續(xù)增大，高企的房地產(chǎn)庫存占用了大量資金，導(dǎo)致房地產(chǎn)金融成本上升和效率降低，房地產(chǎn)金融規(guī)模的有效性降低。高企的房地產(chǎn)庫存，也會(huì)導(dǎo)致金融系統(tǒng)面臨巨大風(fēng)險(xiǎn)。另外，房地產(chǎn)去庫存速度過快，成交量持續(xù)上升，導(dǎo)致出現(xiàn)供不應(yīng)求的現(xiàn)象，可能引起房價(jià)再次上漲。因此，適當(dāng)?shù)姆康禺a(chǎn)庫存能有效降低房地產(chǎn)金融風(fēng)險(xiǎn)和抑制房價(jià)波動(dòng)。那么，現(xiàn)階段我國金融發(fā)展規(guī)模是否會(huì)影響房地產(chǎn)庫存？又是通過哪些途徑影響房地產(chǎn)庫存？這些都是實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展不可忽略的問題。

近年來，已有不少文獻(xiàn)考察了金融投資、市場波動(dòng)以及宏觀調(diào)控等對(duì)房地產(chǎn)市場的影響。一是金融發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響的研究。房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展需要大量資金，我國房地產(chǎn)業(yè)在金融快速發(fā)展的背景下成長起來。已有研究主要從信貸和杠桿等方面研究金融發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響。一方面，人口、收入、城市化構(gòu)成了我國房地產(chǎn)價(jià)格上漲的基本面，而金融機(jī)構(gòu)信貸量發(fā)展不平衡、寬松的貨幣政策等非基本面因素加速了房價(jià)上漲，加劇了房地產(chǎn)業(yè)金融化程度[1-7];另一方面，金融杠桿與房地產(chǎn)價(jià)格有內(nèi)在聯(lián)系，金融杠桿的運(yùn)用不僅可以制約房價(jià)上漲，保持房價(jià)穩(wěn)定，也有利于金融市場的穩(wěn)健發(fā)展[8，9]。二是金融政策對(duì)房地產(chǎn)市場的影響。貨幣政策通過影響房地產(chǎn)資金使用成本、房價(jià)預(yù)期以及供給影響房地產(chǎn)市場。貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)金融風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生沖擊，影響房地產(chǎn)消費(fèi)與投資，但對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響相對(duì)較小。隨著時(shí)間的推移，這種影響表現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì)[10，11]。隨著我國信貸市場的發(fā)展，利率政策通過信貸渠道對(duì)房地產(chǎn)市場價(jià)格的負(fù)向影響越明顯。在高杠桿率環(huán)境下，相比于傳統(tǒng)的短期利率手段，信貸政策對(duì)房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果更好[12，13]?；诖?，學(xué)者們提出改革土地制度、推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展、強(qiáng)化市場監(jiān)管等相關(guān)政策建議，促進(jìn)房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展[14-16]。三是房地產(chǎn)市場去庫存的研究。雙循環(huán)發(fā)展背景下，房地產(chǎn)市場的供需矛盾阻礙經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，三四線城市房地產(chǎn)去庫存政策效果不明顯。學(xué)者們通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，就我國房地產(chǎn)去庫存策略做了大量研究：從庫存成因來看，土地供應(yīng)政策是商品住宅庫存的重要影響因素之一，在不同時(shí)期其調(diào)控效果也存在空間差異[17]。從去庫存主體來看，國有房地產(chǎn)企業(yè)相比非國有房地產(chǎn)企業(yè)更愿意去庫存，但地方政府可能因?yàn)樵鲩L壓力阻撓其去庫存行為[15]。從區(qū)域差異來看，金融發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響呈現(xiàn)顯著的動(dòng)態(tài)市場異質(zhì)性特征，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域影響均不同。其中，金融發(fā)展效率與房地產(chǎn)庫存呈負(fù)相關(guān)，且通過空間溢出效應(yīng)弱化了對(duì)房地產(chǎn)庫存的抑制作用[18，19]。從擴(kuò)大內(nèi)需來看，有學(xué)者提出加快多元城鎮(zhèn)化步伐，培育潛在購房需求，重視農(nóng)民工市民化作用，并制定合理的戶籍制度和配套措施[20，21]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與房地產(chǎn)市場進(jìn)行了大量的研究，以往的理論研究和實(shí)證分析表明金融發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)市場健康持續(xù)發(fā)展具有重要的影響，但圍繞金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存影響的研究還有待進(jìn)一步深化，金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的門檻效應(yīng)影響還未得到充分認(rèn)識(shí)。因此，在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，基于金融發(fā)展規(guī)模視角，構(gòu)建門檻面板模型，研究金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響，有利于促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)與金融業(yè)協(xié)同發(fā)展，具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融存款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響機(jī)制

金融存款產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，對(duì)房地產(chǎn)庫存產(chǎn)生影響。一方面，當(dāng)房價(jià)上升時(shí)，擁有一套商品房的居民并不會(huì)選擇出售商品房，居民消費(fèi)受住房價(jià)格上漲的影響較少，此時(shí)居民財(cái)富表現(xiàn)為一種虛擬變化，并無實(shí)際的財(cái)富效應(yīng)。而擁有兩套或更多商品房的居民則會(huì)選擇增加改善住房環(huán)境的消費(fèi)或是出售部分商品房，通過商品房買賣之間的差價(jià)取得購買高檔住房的資金，從而帶來正的財(cái)富效應(yīng)，相對(duì)來說增加了房地產(chǎn)市場的供給，對(duì)房地產(chǎn)庫存的增加產(chǎn)生正向的影響[22]。另一方面，對(duì)于計(jì)劃在未來購房并具備購房能力的居民，房價(jià)的降低將直接導(dǎo)致住房消費(fèi)的提升，形成正的財(cái)富效應(yīng)。對(duì)于計(jì)劃買房但未具備購房能力或無購房需求的居民，房價(jià)的降低將減少其購房壓力，降低居民的儲(chǔ)蓄負(fù)擔(dān)，居民將加大在改善住房環(huán)境方面的消費(fèi)，帶來正的財(cái)富效應(yīng)?；诖耍岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1 金融存款通過財(cái)富效應(yīng)影響居民購房能力，進(jìn)而影響房地產(chǎn)庫存，這種影響可能存在區(qū)域差異。

（二）金融貸款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響機(jī)制

金融貸款主要是從兩個(gè)維度對(duì)房地產(chǎn)庫存產(chǎn)生影響。一是在貸款利率上升時(shí)，開發(fā)商的投資成本持續(xù)上升。對(duì)資本充足的開發(fā)商來說，雖然貸款利息的增加會(huì)明顯地造成開發(fā)資金成本的上升，但利息增加會(huì)明顯地約束資本弱小的房地產(chǎn)開發(fā)商的建設(shè)進(jìn)程[23]。所以，短時(shí)間內(nèi)為奪取市場資源，壓制競爭對(duì)手，資本充足的開發(fā)商不會(huì)放緩房地產(chǎn)建造與生產(chǎn)規(guī)模的速度，房地產(chǎn)銷售會(huì)以新建房為主、庫存為輔，這時(shí)房地產(chǎn)庫存不會(huì)明顯下降。貸款利息的長期增加，會(huì)直接影響房地產(chǎn)市場的貸款結(jié)構(gòu)與規(guī)模。因此，不論是資本充足還是資金短缺的開發(fā)商，均會(huì)減少和降低對(duì)房地產(chǎn)的開發(fā)規(guī)模與速度，此時(shí)房地產(chǎn)庫存會(huì)明顯下降。二是居民會(huì)在銀行信貸擴(kuò)充時(shí)參與信貸來獲取更多購置商品房的資金，導(dǎo)致購房需求增加。房價(jià)的上漲也會(huì)促使投資者對(duì)未來房地產(chǎn)市場的評(píng)估獲益趨向積極樂觀，增加對(duì)房地產(chǎn)市場的投資信心，保持對(duì)房地產(chǎn)市場較高的投資[24]。居民獲得金融機(jī)構(gòu)貸款用于購置房地產(chǎn)，購房需求被激發(fā)出來，從而降低房地產(chǎn)庫存?；诖?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2 金融貸款不僅能制約居民購房行為，也會(huì)影響房地產(chǎn)開發(fā)投資，需要考量二者的力量強(qiáng)弱。

（三）股票市場對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響機(jī)制

我國的股票市場與房地產(chǎn)市場兩者是一種辯證的相互制約關(guān)系[25]。當(dāng)房地產(chǎn)市場發(fā)展緩慢時(shí)，大量資金便流向股市，反之亦然。長期來看，我國房地產(chǎn)市場和股票市場存在著失調(diào)關(guān)系。短期來看，股票市場對(duì)房地產(chǎn)市場的替代作用不清晰，但產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)卻較為明顯。從經(jīng)濟(jì)周期傳導(dǎo)效應(yīng)視角分析，兩個(gè)市場都受到相同宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)控，兩個(gè)市場將同向轉(zhuǎn)變[26]。當(dāng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇或繁榮時(shí)，房地產(chǎn)市場和股票市場的有效需求增加，市場規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，房地產(chǎn)庫存會(huì)減少。當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)，兩個(gè)市場的交易額不足，出現(xiàn)供過于求，致使房地產(chǎn)庫存增加。同為資本投資市場的股票市場和房地產(chǎn)市場之間存在替代關(guān)系，但兩者之間的替代關(guān)系并不緊密[27]。我國股票市場和房地產(chǎn)市場之間可能存在非線性關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，人們的收入水平難以支撐投資需求，股票市場與房地產(chǎn)市場之間是替代關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，通過財(cái)富效應(yīng)，股票市場和房地產(chǎn)市場之間是促進(jìn)關(guān)系。

假設(shè)3 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，股票市場與房地產(chǎn)市場之間是替代關(guān)系;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，股票市場和房地產(chǎn)市場之間是促進(jìn)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)官方統(tǒng)計(jì)的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)把全國（不包括港、澳、臺(tái)等地區(qū)）分為東部、中部、西部三大區(qū)域。數(shù)據(jù)來源于2004-2017年《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》等。西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故分析中并不包括西藏自治區(qū)。以2004年為基期，運(yùn)用CPI指數(shù)對(duì)含有價(jià)格因素的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行平減。市場化指數(shù)以樊綱等編寫的《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告（2018）》為基礎(chǔ)，缺失年份使用GDP增長率進(jìn)行計(jì)算求得。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)面板模型。

由理論分析可知，金融發(fā)展規(guī)模中的金融存款、金融貸款和股票市場均會(huì)對(duì)房地產(chǎn)庫存造成影響。建立基準(zhǔn)面板模型進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定如下：

在式（1）中，為克服異方差的影響，減少原始數(shù)據(jù)波動(dòng)性對(duì)模型估計(jì)精度的影響，對(duì)房地產(chǎn)庫存（chsait）、金融機(jī)構(gòu)存款（tdit）、金融機(jī)構(gòu)貸款（tlit）、股票市價(jià)總值（tsit）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdpit）等絕對(duì)數(shù)指標(biāo)分別進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。其中房地產(chǎn)庫存（chsait）為被解釋變量，Xit為解釋變量：金融機(jī)構(gòu)存款（tdit）、金融機(jī)構(gòu)貸款（tlit）和股票市價(jià)總值（tsit）。Uit表示影響金融發(fā)展規(guī)模的控制變量：上市公司數(shù)量（lcnit）、市場化指數(shù)（marketit）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdpit）。下標(biāo)i和t分別代表省份和年度，ω為常數(shù)項(xiàng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.變量選取

（1）因變量分析

房地產(chǎn)庫存（chsait）：主要考察金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響，選用狹義的房地產(chǎn)庫存概念，具體是指在報(bào)告期末已竣工的待售現(xiàn)房，即現(xiàn)行房地產(chǎn)開發(fā)統(tǒng)計(jì)中的待售商品房面積。房地產(chǎn)庫存的區(qū)域差異在一定程度上可以通過商品房待售面積的省際差異來體現(xiàn)[28]。

（2）自變量分析

金融機(jī)構(gòu)存款（tdit）：指居民將其使用權(quán)暫時(shí)轉(zhuǎn)讓給金融機(jī)構(gòu)的貨幣資金。金融機(jī)構(gòu)貸款（tlit）：是指銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)利用存款向社會(huì)發(fā)放的貸款總額。股票市價(jià)總值（tsit）：股票市價(jià)總值是股票公司的市場價(jià)格同發(fā)行的總股數(shù)的乘積，即該公司在股票市場上的總價(jià)值。

（3）控制變量分析

主要選取上市公司數(shù)量（lcnit）、市場化指數(shù)（marketit）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdpit）作為控制變量。上市公司數(shù)量（lcnit）：是指在證券交易所上市交易的股份有限公司數(shù)量。市場化指數(shù)（marketit）：區(qū)域市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdpit）：表示在一定時(shí)間區(qū)域內(nèi)人均生產(chǎn)的財(cái)富總值。

3.門檻面板模型。基準(zhǔn)面板模型說明了金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響，但仍無法刻畫金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存變動(dòng)的非線性影響。門檻自回歸模型由Tong首次提出，之后這種非線性模型在經(jīng)濟(jì)和金融分析領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用。門檻分界點(diǎn)是門檻自回歸模型運(yùn)用門檻變量來決定的，通過門檻變量的觀察值來估算出合適的門檻值。Hansen的門檻面板模型是一種較為實(shí)用的檢測方法，模型中門檻值的精確度和內(nèi)生門檻效應(yīng)是否存在都能通過顯著性檢驗(yàn)得出。其核心觀點(diǎn)是將門檻值比作未知變量代入計(jì)量模型檢驗(yàn)，建立觀測數(shù)據(jù)的區(qū)制解釋變量系數(shù)分段函數(shù)，并通過模型對(duì)相應(yīng)門檻值和門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。依據(jù)上述觀點(diǎn)，將式（1）轉(zhuǎn)換成三門檻面板模型的基本模式。

依據(jù)Hansen的門檻回歸思想，當(dāng)回歸殘差平方和最小時(shí)其對(duì)應(yīng)的值就是θ值。對(duì)此，估算完門檻值后，需對(duì)門檻個(gè)數(shù)進(jìn)行進(jìn)一步的檢測，考證門檻值劃分樣本群組和參數(shù)是否存在顯著差異，構(gòu)建LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。

其中，S0表示原假設(shè)下的殘差平方和，S（θ1）表示單個(gè)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(biāo)準(zhǔn)分布，依據(jù)Hansen基本理念，可借助“自助抽樣法”（Bootstrap）獲取檢驗(yàn)臨界值。檢驗(yàn)通過后可構(gòu)造估量計(jì)算θ置信區(qū)間。此外，S（θ1）是對(duì)照不同門檻值所得到的殘差平方和。

門檻回歸模型顯著性檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)兩組樣本中的模型估計(jì)參數(shù)是否存在明顯差異。因此，構(gòu)造LM（Lagrange multiplier）統(tǒng)計(jì)量，門檻不存在的零假設(shè)是H0：β1=β2。

式（6）中，S0為零假設(shè)中殘差項(xiàng)平方和，Sn為門檻效應(yīng)中殘差項(xiàng)平方和。然而，對(duì)式（6）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的過程中，可能存在零假設(shè)下無法識(shí)別的情況，將造成傳統(tǒng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的大樣本分布成為在干擾參數(shù)影響下的非標(biāo)準(zhǔn)非相似（non-standard non-similar）分布，而不是卡方分布，導(dǎo)致分布的臨界值無法通過模擬的方式得到。為避免這類問題出現(xiàn)，Hansen以本身的大樣本分布函數(shù)來調(diào)整，獲取大樣本的漸進(jìn)P值。當(dāng)零假設(shè)成立時(shí)，P值統(tǒng)計(jì)量的大樣本分布表現(xiàn)為均衡分布，并借助“自助抽樣法”（Bootstrap）計(jì)算。其方法的基本原理是：存在需要的解釋變量和門檻值，模擬出因變量序列使其符合式（2）。每獲取一個(gè)自抽樣樣本，可計(jì)算出相應(yīng)模擬的LM統(tǒng)計(jì)量。將此步驟進(jìn)行數(shù)次，其模擬產(chǎn)生的LM統(tǒng)計(jì)量高于式（6）的次數(shù)的比值，即“自助抽樣法”中的P值。其中Bootstrap P值等同于普通測量方法中的概率P值。當(dāng)檢驗(yàn)?zāi)骋蛔兞勘憩F(xiàn)出“門檻效應(yīng)”時(shí)，需確認(rèn)門檻值的置信區(qū)間。對(duì)零假設(shè)H0：y=y0檢驗(yàn)時(shí)，可將“似然比統(tǒng)計(jì)量”（likelihood ratio staistic）表示為：

LR同樣為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。而Hansen計(jì)算了其置信區(qū)間，即在顯著性水平為α?xí)r，當(dāng)LRy0≤cα=-2ln1-1-a時(shí)，不能拒絕零假設(shè)y=y0。當(dāng)存在一個(gè)門檻值時(shí)，要確認(rèn)是否存在多個(gè)門檻值，對(duì)兩個(gè)門檻值的檢測是有必要的。當(dāng)拒絕LM檢測時(shí)，表明至少有一個(gè)門檻值，隨后設(shè)1為已知變量，對(duì)下一個(gè)門檻值2實(shí)行驗(yàn)證。確定兩個(gè)門檻值后，對(duì)下一個(gè)門檻進(jìn)行檢驗(yàn)，直到存在零假設(shè)為止。因此，無論多少個(gè)門檻檢驗(yàn)，其原理是相同的。

四、模型估計(jì)及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。分別對(duì)全國、東部、中部、西部數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析：依據(jù)平均值分析，東部地區(qū)房地產(chǎn)庫存已超出全國綜合水平，且高于中西部地區(qū)。依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差分析，東部地區(qū)房地產(chǎn)庫存的差異性較中西部地區(qū)要高。從銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)存款、銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款和股票市價(jià)總值三個(gè)指標(biāo)來看，東部地區(qū)高出全國水平，中西部地區(qū)卻低于全國水平。從上市公司數(shù)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化指數(shù)這類引發(fā)房地產(chǎn)庫存變動(dòng)的變量來看，可發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)高于全國平均水平，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。以上幾點(diǎn)說明房地產(chǎn)庫存和金融發(fā)展規(guī)模存在顯著的區(qū)域性差異。

（二）單位根檢驗(yàn)

為保證變量間統(tǒng)計(jì)規(guī)律的穩(wěn)定性，避免出現(xiàn)“偽回歸”等問題，建模分析前需對(duì)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。主要采用LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)兩種方法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其中，LLC檢驗(yàn)主要適用于長面板，而IPS檢驗(yàn)又能很好地克服LLC檢驗(yàn)中要求“各自回歸系數(shù)都相等”的缺點(diǎn)，對(duì)前者起到補(bǔ)充檢驗(yàn)的作用。結(jié)果如表3所示。對(duì)原序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，含有單位根的變量較多，而一階差分后，七個(gè)變量序列均表現(xiàn)平穩(wěn)，表明這七個(gè)變量為一階單整。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于含有單位根的變量，進(jìn)一步探索單位根變量之間是否存在“長期均衡關(guān)系”。若存在，則滿足基準(zhǔn)回歸分析條件。運(yùn)用Pedroni檢驗(yàn)方法、Westerlund檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)三種檢驗(yàn)方法綜合對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析。由表4可知，各個(gè)統(tǒng)計(jì)量否認(rèn)“不存在協(xié)整關(guān)系”的最初假設(shè)，即相同階的協(xié)整變量之間有著明顯的長期協(xié)整關(guān)系。

（四）基準(zhǔn)面板估計(jì)結(jié)果及分析

固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合效應(yīng)是處理面板數(shù)據(jù)的基本方法。對(duì)2004-2017年的全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的估計(jì)。在對(duì)模型的具體形式進(jìn)行篩選時(shí)，采用F檢驗(yàn)法對(duì)固定效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型進(jìn)行判定，借助Hausman驗(yàn)證法在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中進(jìn)行判定。從表5中的數(shù)據(jù)可以看出：全國和中部地區(qū)選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，東部地區(qū)和西部地區(qū)選取隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

金融機(jī)構(gòu)存款：東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)出一定的抑制作用，全國和中部地區(qū)表現(xiàn)出一定的促進(jìn)作用，中部地區(qū)和西部地區(qū)顯著。一方面，存款規(guī)模增加，居民可支配收入也隨著增加，從而增強(qiáng)居民購房能力，有利于房地產(chǎn)庫存的降低。另一方面，房價(jià)與房租往往成正相關(guān)，在房價(jià)上漲的同時(shí)房租也隨之上漲，這會(huì)抑制甚至阻擋上述的住房消費(fèi)效果，提升房地產(chǎn)庫存水平。金融機(jī)構(gòu)貸款：全國、東部和西部地區(qū)都是顯著正相關(guān)，中部地區(qū)不顯著。這表明銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款促進(jìn)房地產(chǎn)庫存的增加。一方面，人們?cè)阢y行信貸擴(kuò)張期間普遍認(rèn)為可以從信貸擴(kuò)張中獲取較多資金用于住房消費(fèi)，從而擴(kuò)大購房需求，原本潛在的購房需求也會(huì)隨之發(fā)展成為實(shí)質(zhì)性的購房需求。另一方面，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)獲得貸款后增加房地產(chǎn)市場的供給。兩個(gè)方面力量的比較，現(xiàn)階段我國的銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款顯著提升了房地產(chǎn)庫存水平。股票市價(jià)總值：全國、東部地區(qū)和西部地區(qū)具有一定的抑制作用，但不顯著。這說明我國房地產(chǎn)市場與股票市場之間具有輕微的投資替代關(guān)系，但并不顯著。

從上市公司數(shù)量看，全國和中部地區(qū)表現(xiàn)出正相關(guān)，且中部地區(qū)顯著，東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)出輕微的負(fù)相關(guān)，不顯著。市場化指數(shù)：西部地區(qū)市場化指數(shù)同房地產(chǎn)庫存具有正向關(guān)系，全國、東部地區(qū)和中部地區(qū)是負(fù)向關(guān)系，但都不顯著。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平看，全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)都表現(xiàn)出正向關(guān)系，但都不顯著。

（五）門檻面板估計(jì)結(jié)果及分析

通過上述分析不難發(fā)現(xiàn)，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響并不明顯，可能原因是股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響并不是簡單的線性關(guān)系。股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響也許是以某種約束來實(shí)現(xiàn)的，導(dǎo)致門檻效應(yīng)的形成。在門檻區(qū)制的影響下，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響呈現(xiàn)出不一致現(xiàn)象，當(dāng)其通過相應(yīng)門檻值后，對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響會(huì)出現(xiàn)差異性。因此，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型的門檻估計(jì)技術(shù)，以人均GDP作為門檻變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存影響的門檻效應(yīng)，以揭示在不同人均GDP門檻區(qū)制下股票市價(jià)總值和市場化指數(shù)對(duì)房地產(chǎn)庫存影響的轉(zhuǎn)換特征。

借助300次自助抽樣法（Bootstrap）進(jìn)行反復(fù)的計(jì)算得出“似然比統(tǒng)計(jì)量”，來確定人均GDP門檻區(qū)制下股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存影響的門檻值。表6給出了人均GDP門檻值個(gè)數(shù)檢驗(yàn)成果，顯而易見，單一和雙重門檻效應(yīng)均顯著。本文主要考察不同區(qū)制下股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響，因此，選擇雙重門檻進(jìn)行分析。

通過門檻效應(yīng)個(gè)數(shù)檢驗(yàn)后，需要進(jìn)一步研究門檻效應(yīng)的置信區(qū)間和門檻效應(yīng)的似然比函數(shù)圖。雙重門檻效應(yīng)的95%置信區(qū)間列示于表7。雙重門檻模型中人均GDP對(duì)數(shù)化（實(shí)際值）的門檻值分別為9.737（16932）和10.057（23318）。因此，可以根據(jù)雙重門檻值把全國按人均GDP發(fā)展水平劃分為人均GDP水平較低區(qū)域（ln rgdpit≤9.737）、人均GDP水平中等區(qū)域（9.737<ln rgdpit≤10.057）和人均GDP水平較高區(qū)域（10.057

門檻面板模型回歸結(jié)果表明，將人均GDP作為門檻變量，股票市價(jià)總值和市場化指數(shù)對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響有顯著區(qū)別。伴隨著股票市價(jià)總值跨越人均GDP相應(yīng)門檻值，其對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響從顯著到不顯著再到顯著，其影響系數(shù)也由負(fù)值緩慢轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，影響系?shù)絕對(duì)值減小。市場化指數(shù)與房地產(chǎn)庫存具有顯著的正向關(guān)系，表明市場化指數(shù)對(duì)房地產(chǎn)庫存有一定的促進(jìn)作用。市場化指數(shù)反映的是區(qū)域市場化程度，目前我國市場化程度較高的區(qū)域，其房地產(chǎn)市場規(guī)模較大，因此，所需要的房地產(chǎn)庫存也較高。

當(dāng)人均GDP處在ln rgdpit≤9.737區(qū)制時(shí)，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響系數(shù)為-0.0373，在1%的水平下顯著，處于這一區(qū)間內(nèi)的樣本占比為26.90%。當(dāng)人均GDP處在9.737

這表明股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，隨著人均GDP的門檻區(qū)制轉(zhuǎn)化，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響由抑制作用轉(zhuǎn)化為促進(jìn)作用，可能的原因是：當(dāng)人均GDP較低時(shí)，人們擁有的收入不足以同時(shí)購買股票和進(jìn)行住房消費(fèi)，兩者只能取其一。住房消費(fèi)具有占用資金多、回報(bào)時(shí)間長等特征，人們往往選擇股票進(jìn)行投資，導(dǎo)致進(jìn)入房地產(chǎn)市場的資金較少，房地產(chǎn)供給不足，房地產(chǎn)消費(fèi)主要體現(xiàn)為剛性消費(fèi)，因此，房地產(chǎn)庫存下降。股票市價(jià)總值與房地產(chǎn)庫存具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，即股票市場投資與房地產(chǎn)市場投資存在一定的替代性。當(dāng)人均GDP較高時(shí)，人們擁有的收入增加，疊加股票的財(cái)富效應(yīng)，投資需求增加。人們對(duì)房地產(chǎn)投資偏好變強(qiáng)，進(jìn)入房地產(chǎn)市場的資金增加，致使房地產(chǎn)供給增加，房地產(chǎn)改善型消費(fèi)增加引起房地產(chǎn)需求增加，最終導(dǎo)致房地產(chǎn)市場規(guī)模擴(kuò)大，所需的房地產(chǎn)庫存增加。股票市價(jià)總值與房地產(chǎn)庫存具有正相關(guān)關(guān)系，即股票市場投資與房地產(chǎn)市場投資存在一定的協(xié)同性。

五、結(jié)論與啟示

基于2004-2017年我國省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建基準(zhǔn)面板模型和門檻面板模型，考量金融發(fā)展規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響，形成以下主要結(jié)論：第一，銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)存款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響具有區(qū)域差異性，東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)出一定的抑制作用，全國和中部地區(qū)表現(xiàn)出一定的促進(jìn)作用，中部地區(qū)和西部地區(qū)顯著。第二，銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響在全國、東部和西部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的正向影響。第三，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響存在顯著的門檻效應(yīng)。隨著人均GDP的門檻區(qū)制轉(zhuǎn)化，股票市價(jià)總值對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響由抑制作用轉(zhuǎn)化為促進(jìn)作用。第四，上市公司數(shù)量在全國和中部地區(qū)表現(xiàn)出正相關(guān)，且中部地區(qū)顯著，東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)出輕微的負(fù)相關(guān)，不顯著。第五，市場化指數(shù)在基準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)模型中表現(xiàn)出抑制作用，不顯著，但在門檻模型中表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。第六，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)房地產(chǎn)庫存表現(xiàn)出促進(jìn)作用，但不顯著。

綜上所述，本文得出如下政策啟示：一是金融發(fā)展規(guī)模中的銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)房地產(chǎn)庫存的影響具有顯著的促進(jìn)作用。將銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款調(diào)控作為穩(wěn)定房地產(chǎn)庫存水平的重要手段，防范由于抵押融資約束等金融摩擦所造成的風(fēng)險(xiǎn)跨市場傳染。完善金融發(fā)展資源高效率配置機(jī)制，促進(jìn)房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展，減少房地產(chǎn)金融資源供求失衡問題。二是重視股票市場與房地產(chǎn)市場之間的短期和長期關(guān)系變化特征。股票市場與房地產(chǎn)市場之間在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段相互關(guān)系存在差異，應(yīng)進(jìn)一步健全我國多層次金融市場，防范股票市場與房地產(chǎn)市場劇烈波動(dòng)引發(fā)我國經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。三是上市公司數(shù)量、市場化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房地產(chǎn)庫存并無顯著的正向關(guān)系。我國較多三四線城市面臨人口流失、高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力不足和房地產(chǎn)貸款比重較大問題，房地產(chǎn)去庫存政策制定應(yīng)更多關(guān)注三四線城市發(fā)展難題，落實(shí)“一城一策”方針，合理規(guī)劃三四線城市房地產(chǎn)市場調(diào)控政策。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）

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