某地区市场供求结构管理知识分析.docx

住宅市场供求结构的非均衡分析
油永华
（山东经济学院数理经济研究所）
摘要：从住宅供求结构比例、供求结构增长率和住宅市场投资结构描述性分析了结构非均衡现状，然后采用Granger因果关系检验了各住宅价格指数之间关系，认为除经济适用房的价格不是住宅价格上涨原因外，其余互为Granger因果关系，即经济适用住房的价格指数并不能影响住宅价格指数变，而反过来住宅市场整体价格上涨的趋势带动着经济适用房房价一定程度上升，经济适用房价格表现为结构性泡沫现象。然后运用非均衡计量模型分别对经济适用房、普通住宅和别墅、高档住宅的非均衡现状进行实证分析，并作对比分析。

关键词：住宅市场、供求结构、非均衡

作者简介及联系方式：
油永华，男，1980年12月出生，山东经济学院数理经济研究所硕士研究生，专业和研究方向：数量经济学，均衡理论。
地址：山东省济南市二环东路7366号山东经济学院37-3信箱
TEL：一三853141003
E-mail：youshuwenx163.

住宅市场供求结构的非均衡分析
一、前言
无论在中国的国民经济中，还是个人的日常生活中,住宅都扮演着极为重要的角色。住宅业关乎国计民生，关乎社会稳定，关乎国民衣食住行，涉及面极广，在一个国家的产业体系中占据着重要的地位。对于大多数人而言一宗房产的买卖无疑是他们一生中所作的最大的商品交易，住房同时也是他们个人财产中几个最重要的部分之一。近年来，住宅市场在有利的宏观经济环境和高涨的需求带动下得到了快速发展，但是作为新兴产业，在快速发展过程中，住宅业关联度高，带动力强，已成为我国国民经济的支柱产业。房地产市场在总体行业运行良好的情况下，也存在一些不足之处，部分地区出现了房地产行业过热，炒作投资过度，甚至呈现住宅泡沫的迹象，并且供求失衡，经常出现供求总量的短缺与过剩，即市场供求总量非均衡问题；对住宅市场的宏观调控还缺乏完善的手段和措施。假如房地产行业产生泡沫，或供求失衡得不到解决，并任其发酵放大而最终破灭或得不到控制的话，将对我国国民经济造成极大的破坏，并且使消费者的个人福利受到极大损失。
二、文献综述及研究现状
西方学者在房地产市场特别是住宅市场均衡、非均衡的研究方面也做了大量工作。歌德伯格等（1984）从单一的市场均衡模式、存量—流量模式、蛛网滞后调节模式、闲置与过度需求模式等几个方面研究了土地市场的均衡与供求机制。美国学者费尔和杰菲提出（1972）他们以美国的房屋市场为例建立了世界上第一个非均衡计量经济模型，不仅提出了非均衡模型的基本形式，而且提出了模型参数估计的四种方法。以后陆续有费尔和凯尔简（1974）、马德拉和尼尔森（1974）等学者对它作了改进，他们用模型估计出的结果是美国房屋市场并不总是均衡的。L.B.Smith（1988）研究了美国住宅市场的模型变化；R.Arnott等（1999）建立了与房屋质量有关的供求均衡模型； M. Ralph（2000）论述了政府政策对市场平衡的影响；P. H. Hendershott等（1999）建立了伦敦办公楼市场的均衡模型；R.Kninght（1994）， T.H.Paark （1996）研究了房地产市场中价格信号的作用，他认为价格主要反映卖者的信号，而买者的信号滞后。M.Weatherhead （1997）分析了房地产市场的租售平衡；R.M.Braid（2000）分析了租赁市场的长期均衡。Burns和Grebler在1977年出版的名著《国家住房论》中提出了四种类型的非均衡来解释住房问题。他们所用的“非均衡”并非经济学通常所指的供应与需求之间的不一致。而是指住宅数量与所谓“需要”的不一致。从这个意义上说，合适住房的短缺是绝对存在的，并且在短期内是价格机制无法调节的。因此，在一个社会中，总存在一部分人没有满意的住房甚至没有住房。
国外对房地产市场和住宅市场宏观调控的理论研究和政策措施比较成熟，国内学者对于房地产市场非均衡方面的研究不多，口前主要处于探索阶段。黄钟苏较早运用非均衡的理论和方法研究了中国房地产市场的非均衡问题，他认为“短边”约束是中国房地产市场特别是住宅市场运作迟缓的症结所在，提出了非均衡条件下房地产市场宏观调控的必要性；郁庆嶙（1989）研究了我国固定资产投资的需求和供应问题，用非均衡方法建立了固定资产的供求非均衡模型；张世英等（1992）在郁庆嶙研究的基础上，利用年的有关数据建立了我国固定资产投资的变参数分类的非均衡模型，用以反映这段时期我国固定资产投资的需求和供给特性。王宏等用非均衡理论和方法研究了我国的房地产金融市场；王成璋等（2000）研究了改革开放以来我国投资品（固定资产投资为主）市场的非均衡问题。
从房地产和住宅市场理论中的住宅市场理论和实践研究的现状来看，近年来国内外学者对住宅市场发展的基本理论和市场运行规律，进行了较深入的研究。但是现有文献大多是从一般均衡理论的角度进行分析，而从非均衡理论的角度研究的不多。国内对住宅非均衡问题研究的文献中，大多所用概念与非均衡理论并不一致。而真正用非均衡理论和方法研究我国住宅市场的少数文献里，基本上是以定性分析和描述为主，做了一些初步的理论分析和探讨。而在用非均衡计量模型研究住宅供求，用定量分析的方法研究住宅市场供求非均衡的方向、程度和波动规律等方面，在国内研究甚少，仅几篇论文涉及到，主要研究供求总量的非均衡分析，特别是对供求结构的非均衡计量实证研究基本为空白。
三、住宅市场结构非均衡现状及描述性统计分析
（一）、结构性非均衡现状表现
我国当前住宅开发建设中，结构性供求失衡主要是由于住宅投资结构不合理，供给方生产经营决策失误造成的。存在着高档别墅，公寓建设过多，而适应城镇普通居民支付能力的普通商品住宅和经济适用房供给不足。在这种状态下，虽然总量上没有供过于求，但由于供求结构失衡，仍然有一部分供给表现为积压。我国取消福利分房才短短几年，随着经济、社会发展，尤其是城市化的加速推进，中国现实的和潜在的住房需求将非常大。适合各阶层居民有效需求的住房供不应求，甚至可以说是严重短缺。如政府调控房地产市场的经济适用房供给总量太少，而且具体政策不到位（如面积超标等），造成经济适用房不经济，中低收入者买不起，不足以调节商品住宅的供求关系。
居民的收入基本上可以反映居民的消费倾向，对于住宅的消费需求和投资需求也是如此，为了显示结构性非均衡状况，一般收入水平可代表住宅的消费需求，新开工住宅面积为新的供给，可以对比分析城镇的高、中和低收入的结构比例和别墅以及高档公寓、普通住宅和经济适用住宅的结构比例。近9年的数据如下表所示，各对应得比例结构存在着不协调的现状，表现为住宅供应与住宅需求结构的非均衡。
表1城镇收入的结构比例和住宅新开工面积的结构比例比较
年代
经济适用房新开工面积比例
城镇低收入家庭户数比例
普通住宅新开工面积比例
中等收入家庭户数比例
别墅、高档公寓新开工面积比例
高收入家庭户数比例
2005
0.063666
0.1267
0.884962
0.831
0.05一三72
0.0423
2004
0.088792

0.一三22
0.849148
0.8267
0.062059
0.0411
2003
0.12一五54
0.一三77
0.824876
0.8224
0.053571
0.0399
2002
0.一五2068
0.一五32
0.7823一五
0.8081
0.065617
0.0387
2001
0.一八9828
0.1687
0.762463
0.7938
0.047709
0.0375
2000
0.217749
0.一八42
0.73434
0.7795
0.047911
0.0363
1999
0.2112一三
0.1997
0.757一八5
0.7652
0.031602
0.0351
1998
0.208349
0.2052
0.753268
0.7609
0.038383
0.0339
1997
0.一五6463
0.2007
0.800822
0.7666
0.0427一五
0.0327
住宅商品供给结构不合理，房地产市场发展地区不平衡。我国城镇居民家庭80%以上属于中低收入水平，因而，住宅供给的结构应与城镇普通居民家庭收入水平相适应，以普通商品住宅生产供应为主。然而，由于受追逐高额利润所驱动，许多住宅开发商竞相盲目开发高档公寓、别墅，开发住宅品种定位失误不仅导致大量高级住宅空置，增加了住宅市场住宅的无效供给，而且也影响了城镇居民居住条件的改善。
（二）、住宅供求结构比例
我们政府的目标是最低收入家庭租赁由政府或单位提供的廉租住房和经济适用房,中低收入家庭购买经济适用房，中高收入家庭购买普通住宅,高收入家庭购买高档商品住房和别墅。但是由于住宅市场的供给结构主要取决于市场经济体制下的地方政府行为,因此我国住宅市场供给结构的城市差异性仍然比较大。普遍存在的现象是廉租房供给不足,经济适用住房和市场价商品房供给比例差别较大,导致最低收入家庭、中低收入家庭和中高收入家庭的实际购买行为与政策目标之间出现了较大的错位。
以各种住宅实际销售额近似表示各种住宅有效需求，以新开工面积近似代替各种住宅有效供给，观察1997-2005年的供给结构，见表2，表3，图1：
表2各种住宅销售面积和比例
年代
住宅销售面积（万平方米）
销售面积比例(%)
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
1997
6398.20
254.25
1211.85
81.36
3.23
一五.41
1998
88一五.30
345.30
1666.50
81.42
3.19
一五.39
1999
9860.82
435.74
2701.31
75.86
3.35
20.78
2000
12169.49
640.72
3760.07
73.44
3.87
22.69
2001
一五039.09
878.19
4021.47
75.43
4.40
20.17
2002
一八457.45
1241.26
4003.60
77.87
5.24
16.89
2003
24310.08
1449.87
40一八.90
81.64
4.87
一三.50
2004
28235.04
2323.05
3261.80
83.49
6.87
9.64
2005
43564.39
28一八.44
3205.00
87.85
5.68
6.46
表3 各种住宅新开工面积和比例
年代
住宅新开工面积（万平方米）
开工面积比例（%）
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
1997
8806.35
469.72
1720.57
80.08
4.27
一五.65
1998
12532.50
638.60
3466.40
75.33
3.84
20.83
1999
14233.52
594.06
3970.36
75.72
3.16
21.12
2000
179一八.74
1169.09
53一三.32
73.43
4.79
21.77
2001
23280.06
1456.69
5795.97
76.25
4.77
一八.98
2002
27161.43
2278.17
5279.70
78.23
6.56
一五.21
2003
36174.01
2349.29
5330.60
82.49
5.36
12.16
2004
407一五.81
2975.69
4257.50
84.91
6.21
8.88
2005
48836.73
2834.97
35一三.40
88.50
5.14
6.37

图1别墅、高档公寓和经济适用房结构比例变化图
1999年以来，高、中、低档商品住宅供求比例不协调，经济适用房的供给（新开工面积）逐年递减的趋势，到2005年减为6.37%，而经济适用房的需求（实际销售面积）每年均高于供给，因供给的限制，也呈现出递减的趋势，从经济角度分析，对于房地产商来说，经济适用房的供给由于利润被规定用住房的供给在3%以内，他们更愿意开发价高利大的中高档住宅；对政府来讲，土地批租收入是政府重要的财政来源，经济适用房的土地性质决定了政府不可从中获利，因而，其供给既不符合房地产商的利益，也不符合当地政府利益，供给十分有限，但是这部分的大众需要无疑是在增加的；别墅和高档公寓的供给稳步前进的增加，需求也表现为稳步增加的态势；供求不均衡反复变化；普通住宅的供给比例在逐年增加，需求比例也呈现出增加趋势，但存在供大于求的非均衡状态。可以看出，低价位、中小户型住房（比如经济适用房）供应不足，并且商品住宅整体价格偏高，超过低收入家庭的承受能力；高档住房供给充裕，引发投机需求，中等普通住房供大于求，并且需求增和供给比例均在增加。一部分中低收入家庭被挤进购买商品房的队伍中也促成了需求过旺。中低收入家庭的住房问题就应当由政府的廉租房和经济适用房来解决，而不是让他们购买商品房。经济适用房政策实施不好，有钱人买了，挤占了别人的权利；没钱人买不到，所以就去挤商品房。政府可以通过推出大量经济适用房，平衡住宅市场的供求关系，调控房地产市场的价格，加上经济适用房建设减少，导致住宅价格上扬和房地产市场的结构性矛盾。
（三）、住宅供求结构增长率分析
从另一个角度分析住宅的供给和需求的结构非均衡状态，计算住宅销售面积和新开工面积的年增长率，并绘制变化图，见表4、图2和图3：
表4 各种住宅销售和新开工面积年增长率
年代
住宅销售面积增长速度（%）
住宅新开工面积增长速度（%）
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
1997
7.一三
5.50
46.85
8.21
9.65
32.21
1998
37.78
35.81
37.52
42.31
35.95
101.47
1999
11.86
26.19
62.09
一三.57
-6.97
14.54
2000
23.41
47.04
39.19
25.89
96.80
33.82
2001
23.58
37.06
6.95
29.92
24.60
9.08
2002
22.73
41.34
-0.44
16.67
56.39
-8.91
2003
31.71
16.81
0.38
33.一八
3.12

0.96
2004
16.一五
60.22
-一八.84
12.56
26.66
-20.一三
2005
54.29
21.32
-1.74
19.95
-1.37
-17.48

图2 各种住宅销售面积年增长率变化图

图3 各种住宅新开工面积年增长率变化图
从增长率从来看，各种住宅供求的增减变化不稳定，呈波浪式变动，可以看出我国住宅市场的不完善，信息不完备以及政府调控的不适当。经济适用房的新开工面积在近几年呈现出负增长趋势，也导致需求的递减变化和负增长；别墅和高档住宅供给增长幅度变化大，而需求增长率变化不大；普通住宅的需求和供给增长比前两者较为稳定。
（四）、住宅市场投资结构分析
从表5和图4可以看出，自1999年以来，普通住宅的投资比例同其新开工面积相对应，投资比例呈现增加趋势；由于高额利润的驱动，别墅和高档住宅的投资完成额比例，基本是稳步递增趋势，同大众对高档房屋需求量相矛盾；大众急需的是经济适用房，而其投资完成额的比例在逐年递减。
表5 各种住宅完成投资额和比例
年度
当年住宅完成投资额（亿元）
完成投资额比例（%）
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
普通
住宅
别墅、
高档公寓
经济
适用房
1997
11976086
一五62955
一八54959
77.80
10.一五
12.05
1998
16288951
一八一八526
2708523
78.25
8.74
一三.01
1999
20228556
1786233
4370211
76.67
6.77
16.56
2000
24995493
2700142
5424365
75.47
8.一五
16.38
2001
32471295
3699241
5996464
77.01
8.77
14.22
2002
41217923
5169632
5890445
78.84
9.89
11.27
2003
55217295
6329872
6219833
81.48
9.34
9.一八
2004
7一五69634
10736486
6063880
80.99
12.一五
6.86
2005
92923一三5
10494059
519一八06
85.56
9.66
4.78

图4各种住宅完成投资额比例变化图
经济适用房供给不足也会使更多买不到经济适用房的居民不得不到较多的投机行为的普通商品住宅市场上购买房地产,这将使他们利益受损,最后获益的是投机者和住宅开发商。开发商为了攫取高额利润 ,在房价上涨的时候可能过多的投资于别墅和高档房,这有可能带来投资风险,并进而引发住宅市场风险和银行资本风险，并且在住宅市场上可能存在较大的投机性购房行为,投机性购买行为会推动房价不正常地上涨,进而可能形成房地产泡沫。此外，经济适用房的供给不足使普通居民利益受损。因此对住宅市场的调控重点应该调整开发商投资方向，减少别墅高档房的投资，增加低档房和经济适用房的投资,采取有效措施来限制普通商品住宅市场上的投机行为。
四、住宅结构间价格变动关系——Granger因果检验
住宅市场结构主要通过产品供给结构与市场其中住宅产上对各类产品需求结构来影响房价，住宅一般可分为经济适用房，普通商品住宅和别墅、高档住宅等几类，各类产品的供需之间相互影响。张薇（2005）在中国经济信息网发文认为存在房地产特别是住宅结构的失衡，低端产品，如经济实用房、廉租房等的供应较少，而商品房、别墅等供应较多；别墅等高档房地产的价格较高，相对的利润较高，使得大多数房地产商投资于高档产品，这种供给结构的失衡，必然引起房价的上涨。为研究我国住宅市场供给结构与房价之间的因果关系，以及住宅的结构非均衡对房价影响的力度，采用Granger因果关系检验。
本文数据来自国家统计局网站（...stats.gov./tjsj/）的季度数据和中国经济信息网（...cei.gov./）中的中国经济统计数据库以及参考1998-2006年历年《中国统计年鉴》，选取1998年第一季度到2006年第二季度的住宅价格指数，包括住宅销售价格指数（HP）、经济适用房销售价格指数（JHP）、普通住宅销售价格指数（SHP）和别墅和高档住宅销售价格指数（HHP）的时间序列，样本容量为36个，为反映时间序列的实际波动，假定各季度间价格指数反映了各季度结构间的实际价格水平，以1998为基期，各指数转化为定基比。具体数据见附录B，其变化趋势如图20所示：

图22 各住宅价格指数变化趋势图
（一）、平稳性检验
时序模型的建立必须考虑时间序列数据的平稳性，以及非平稳序列之间的协整关系。首先对各指数序列以及它们的差分序列进行平稳性检验，并且分别记它们对应差分序列为△HP、△JHP、△SHP、△HHP，采用含有截距和趋势和项的方程形式，ADF（k）中k为滞后阶数，根据AIC和SC值等选取，通过ADF检验得出检验结果见表6：
表6 各住宅指数平稳性检验结果
变量
原始数列
一阶差分序列
结论
ADF（3）
5%临界值
P值
ADF（2）
5%临界值
P值
HP
1.8743
-2.9639
0.9996
-4.89一三
-2.9639
0.0004
一阶单整
JHP
3.4211
-2.9639
0.9999
-10.5430
-2.9639
0.0000
一阶单整
SHP
2.7662
-2.9639
0.9998
-4.一五93
-2.9639
0.0030

一阶单整
HHP
4.2894
-2.9639
1.0000
-7.2685
-2.9639
0.0000
一阶单整
（二）、协整检验
由于四个序列单整，我们根据Johansen-Juelius检验序列之间的协整关系，协整检验存在滞后阶数，协整方程形式比较敏感，本文主要根据似然比（LR） 检验确定滞后阶数。m（c，t，k）表示模型带有截距、趋势项以及滞后阶数，模型均根据LR 检验确定滞后阶数。协整检验结果见表7。
表7 各住宅指数间协整关系检验结果
变量
模型形式
H0
H1
特征值
最大特征值检验
迹检验
max
p
迹值
p
HP-JHP
m（c，0，4）
r=0
r=1
0.4070
17.一三35
0.0200
16.7243
0.0280
r≤1
r=2
0.0127
0.4092
0.5224
0.2802
0.5965
HP-SHP
m（c，0，3）
r=0
r=1
0.3757
一五.0743
0.0372
一五.3630
0.0523
r≤1
r=2
0.0090
0.2887
0.5910
0.2977
0.6004
HP-HHP
m（c，0，3）
r=0
r=1
0.4525
19.2808
0.0074
23.9535
0.0021
r≤1
r=2
0.一三58
4.6726
0.4060
3.8512
0.0512
（三）、Granger因果关系检验
根据以上模型给出Granger因果检验的形式，利用Eviews5.0 软件提供的检验功能对上模型进行因果检验 详细结果如表8所述。
表8 Granger因果检验结果
H0：不存在Granger因果关系
短期
长期
CHI方检验
5%临界值
t检验值
5%临界值
HP→JHP
16.9587﹡
9.5632
-4.5612﹡
2.0543
JHP→HP
3.3659
9.5632
0.8456
2.0543
HP→HHP
60.3一八5﹡
7.7256
-2.8451﹡
2.0543
HHP→HP
63.1024﹡
7.7256
-3.8978﹡
2.0543
HP→SHP
19.2587﹡
7.7256
-3.9421﹡
2.0543
SHP→HP
80.1249﹡
7.7256
-6.8741﹡
2.0543
表8，带﹡号的表示在95%的显著性水平下检验通过，由表可得知，除JHP→HP方向不存在的短期和长期因果关系外，其他序列之间均存在短期和长期的Granger双向因果关系。
由上述检验得知，平均住宅价格指数在短期和长期上是经济适用房价格指数变动的单向Granger原因，即经济适用住房的价格指数并不能影响住宅价格指数变，而反过来住宅市场整体价格上涨的趋势带动着经济适用房房价一定程度上升，经济适用房价格表现为结构性泡沫现象，这一实证研究结果从一定程度上说明我国住宅市场上存在着严重的结构不合理现象，导致了市场上这类住宅的经济适用房价格的上升，使得有效需求进一步下降，形成恶性循环。平均住宅价格指数与普通住宅价格指数和别墅类价格指数之间存在短期和长期的Granger因果关系，表明在我国住宅发展的整体趋势上，高档住宅与别墅在住宅市场一直主导住宅市场价格的变其价格的一路攀升，带来了住宅平均价格的上升，人们根据历史房价预期价格上涨将不断得以强化使投机高档住宅成为可能，投机的出现又不断推动这类住宅价格的上涨，循环反复，同时有效需求的下降必然伴随住宅市场空置面积的不断增加。短期之间的Granger因果关系说明，普通住宅与别墅住宅价格指数的增幅波动带动着整体住宅市场价格波动变化，其上升的变化幅度又反作用于普通住宅 和别墅住宅，带动其增幅的上升。我国目前的住宅市场现状正反映了这一循环反复变化的现象。住宅市场结构的非均衡是导致房价不断上涨一个主要因素。
五、住宅供求结构非均衡计量模型——联立方程回归分析
在结构非均衡的实证分析中，影响需求解释变量的选为住宅价格、国民经济发展水平（人均值）、城镇可支配收入（人均值）、城镇储蓄余额（人均值）、城市人口密度、非住宅商品和服务的价格水平（用城镇居民消费价格指数来反映）等。影响供给的变量选为住宅价格、住宅市场的投资额、土地的购置面积、土地的价格和建筑材料的价格水平（用建房和装修材料价格指数来表示）。对部分非比值数据取对数，以减少其相关性和同方差性。
对各种住宅建立联立计量方程如下：
住宅有效需求方程：

（5.7）
住宅有效供给方程：

（5.8）
交易量方程：
（5.9）
其中： ：各种住宅价格（元/平方米）；
：人均国内生产总值（元/人）；
：城镇人均可支配收入（元/人）；
：城镇人均储蓄余额（元/人）；
：城市化人口密度（人/平方公里）；
：城镇居民消费指数（增加率，%）；
：随机项，表明除上述变量外影响住宅需求的因素总和；
：各种住宅市场的投资额（亿元）；
：土地的购置面积（万平方米）；
：土地的价格水平（元/平方米）；
：建筑材料价格指数（增加率，%）；
：随机项，表明除上述变量外影响住宅供给的因素总和。
：表示市场交易量（万平方米），可以用住宅销售面积来代替；
：各种住宅有效需求量；
：各种住宅有效供给量；
：住宅总体；：经济适用房；：普通住宅；：别墅、高档住宅。
本文变量的数据来自2006年《中国统计年鉴》、2006年《中国固定资产统计年鉴》、中国经济信息网（...cei.gov.）、中国国家统计局网站、等。具体数据见附表D。对相关变量取对数处理结果略。
估算步骤为:首先进行均衡估计，即假设市场处于均衡状态，使用最小二乘法分别对需求函数和供给函数的系数进行估计，即可得出交易量方程参数估计的初值；然后，检查系数的t检验值或标准差，决定是否进行下一步，反复检查数据和模型变量的选择，或进行数据处理。最后，进行非均衡估计我们采用非线性最小二乘法(NLS)估计方法，将第二步得到的参数初值代入交易量方程进行迭代运算，寻找较优解，经过多次调试得到模型的非均衡估计。若不符合要求，则回到第二步，修改非均衡估计中的初值，继续迭代，若其结果仍不理想，再回到第一步，对模型中的变量及有关数据进行处理。交易量方程采用简化式，摩擦系数r设为0。
根据以上所述，估计方法过程图概括如下：
调整变量
和数据
多次调整不通过
调整初始值
重新估计
代入交易
量方程
检验
参数
检验
参数
检验
通过
不通过
非均衡估计
通过
不通过
最后估计值
均衡估计

图5 估计方法过程图
模型的参数估计采用统计Eviews5.0进行计算，分别对各种住宅计量分析，经过多次调整，考虑多重共线的存在，根据t检验，对变量进行选择，剔除lnas、rkmd、xpz和lnlp，使用最小二乘法分别对需求函数和供给函数的系数进行均衡估计，得出初始值，然后以此为初始值，代入对应的交易量方程，反复迭代，对住宅、经济适用房、普通住宅和别墅高档住宅进行非均衡估计，得到较为合理的非均衡估计结果。
根据以上实证结果，得到我国住宅市场的非均衡计量经济模型（精确到小数点四位），汇总编制表格如下：
表9 住宅市场的各种住宅非均衡计量经济模型
变量
住宅
lnqz
经济适用房
lnqj
普通住宅
lnqa
别墅、高档住宅
lnqh
C(1)
12.3925﹡﹡
(2.1096)
4.1082﹡﹡﹡
（3.7一五84）
11.5788﹡﹡﹡
（9.17384）
-43.一三90﹡﹡
（-2.48404）
lnp
0.7930﹡﹡
(2.42885)
0.2051
（0.47714）
0.8348﹡﹡﹡
（6.64227）
0.3084
（0.301208）
lnagdp
0.9875﹡
(1.68016)
0.7451﹡﹡
（2.19099）
0.8094﹡﹡﹡
（11.91488）
-1.4580
（-1.11075）
lnady
-11799﹡
(-1.883一三)
-0.8469﹡﹡﹡
（-3.67263）
1.9569﹡﹡﹡
（-16.7085）
6.4570﹡﹡
（2.622299）
C(10)
5.1478﹡﹡﹡
(3.29071)
8.4964﹡﹡﹡
（3.46846）
4.4092﹡﹡
（2.72748）
2.2733
（0.796698）
lnp
-0.2129﹡﹡
(-2.11228)
-0.6924﹡﹡
（-2.2一五19）
-0.一三77﹡
（-1.67934）
-0.0704
（-0.82一五1）
lnk
0.8394﹡﹡﹡
(5.8一八01)
1.0089﹡﹡﹡
（6.34450）
0.8063﹡﹡﹡
（5.23232）
0.7719﹡﹡﹡
（10.02975）
lnlm
0.1195
(0.9076)
-0.1442
（-1.22841）
0.1699
（1.一八7673）
0.2311﹡
（1.705559）
jcp
0.0005
(0.01932)
-0.一三60﹡﹡
（-2.一三455）
-0.0050
（-0.17658）
0.1280﹡﹡
（2.42909）
R-squared
0.9641
0.8297
0.9642
0.9483
注：表格中括号内为变量的t值，﹡﹡﹡表明在1%的显著水平下显著；﹡﹡表明在5%的显著水平下显著；﹡表明在10%的显著水平下显著。
各类住宅市场交易量方程拟合程度较好，不存在序列自相关，其他的检验指标，效果也较好。从观察估计值和实际值图线，看出方程拟合较好。
对结论对比分析如下：
一、各种住宅2005年有效需求和供给与住宅价格关系
住宅需求方程看到，有效需求和住宅价格呈正相关关系，价格每上涨1%，则其有效需求量分别上涨0.79%、0.205%、0.83%和0.31%，就是说普通住宅需求价格弹性较大，即价格变化影响最大的还是普通住宅市场，对经济适用房影响最小，可能与政府的控制有关；各关系也并非像通常设想的呈负相关性，和均衡理论严重背离，可能是住宅是生活必须品，而且是投入量很大的必须品和投资需求的高涨有关。
从住宅供给方程来看，有效供给和住宅价格呈负相关关系，价格每上涨1%，则供给量下降幅度分别为0.21%、0.69%、0.14%和0.07%，即经济适用房供给价格弹性绝对值最大，可能因为经济适用房的利润较小，对价格较为敏感，普通住宅和别墅高档住宅供给价格弹性基本为0，价格变化对其有效供给影响不大。
二、有效住宅需求同其他因素关系
除别墅和高档住宅外，有效住宅需求与人均GDP呈正相关，随国民经济的增长，对一般住宅的需求富随之增加的。我国现在的对高档住宅的需求同经济水平是不相应的。普通住宅和别墅、高档住宅有效需求与人均可支配收入却呈正相关，对住宅的需求富有一定的弹性，其主要表现在住宅质量等其他方面的消费需求上，特别对别墅和高档住宅的需求上影响很大。
三、有效供给同其他因素关系
有效住宅供给与投资额呈正相关，各种类型住宅该变量检验均很显著，就大小而言，对经济适用房的影响更为明显。除经济适用房外，其余住宅有效供给与土地购置面积呈正相关，看出当年购置土地多用于商品房建设，经济适用房用地需要政府力量介入管制。经济适用房和普通住宅有效供给与建筑材料价格指数呈负相关，建房和装修筑材料价格指数每增长1%，则供给量分别减少0.一三6%、0.05%，建房和装修筑材料增长导致建筑成本增加，利润减少，对于经济适用房更是如此，对普通住宅影响较小，而对别墅和高档住宅的供给影响却为正方向。
六、结论及建议
针对住宅结构的非均衡现状提出以下宏观调控措施：
完善住房保障体系：强化政府在解决中低收入家庭住房问题中的主导地位通过政府的调控来弥补市场这只“看不见的手”的缺陷，根据城市家庭收入结构情况，在住宅供给增量中安排一定比例的保障住房（经济适用房和廉价租赁房）的建设，提高保障住房的效率和增强其公平性；逐步建立住房保障基金，可以考虑由地方财政年度预算拨款政府土地出让收入的一定比例（比如20%）组成，以切实保证保障住房有稳定的资金来源；实行有区别的税收政策：在调整住宅供给结构时引导和调节住房需求、对中低收入者购买自住住房时实行低首付优惠贷款利率，月偿还住房抵押贷款额可从个人应纳所得税的税基中扣除免征个人所得税，或实行财政贴息等政策以增强中低收入家庭购买自住住房的需求的能力，引导居民建立合理的住房消费理念；提高居民住房支付能力——住房消费纳入工资和政府补贴：当前作为住宅市场消费者的广大居民的购买力水平是制约住宅市场活跃的瓶颈，因此必须采取措施，强化居民购买力。提高居民住房支付能力的首要问题就是将住房消费纳入工资。同时按照适当的房屋租售比和不同地段的级差地租调整房屋的销售价格和租赁价格；利用土地政策调整住房投资结构：供地政策适当倾斜，保证中低价位商品住宅用地，对供求矛盾突出、房价上涨较快的地区，因地制宜、适度放宽新增建设用地的限制。增加的土地可主要用于中低价位、中小户型的商品住宅建设，缓解当前中低价位商品住宅供地不足的矛盾；充分发挥金融工具对住房投资结构和供求的调控作用：由于房地产投资的主要资金来源是银行贷款，通过调节利率高低可以引导房地产投资方向。要加大对中低价位商品住宅的项目贷款规模和比例，严控对高档公寓、别墅项目的贷款发放，防范金融风险。对于个人住房消费贷款，应重点支持以自住为主、购买第一套中低价位商品住宅的城镇居民，并通过减免手续费、提高服务水平等措施加大金融支持力度，严格审批购买第二套住宅或高档公寓、别墅的贷款项目，并通过提高相应的贷款利率、增加首付款比例等措施达到调控市场，引导、鼓励开发商建设中低价位商品住宅的目的；积极培育住宅租赁市场和二手房市场：住宅租赁的消费形式，应该是解决城市低收人者和外来打工者住房的最有效途径之一，这就要求政府积极培育住宅租赁市场。除培育住宅租赁市场还要进一步完善住房制度改革，让公房尽快上市流通，使新经济增长点不再过分依靠于次性购买住宅的消费形式。
采用非均衡计量模型分析我国住宅市场是可行的和有意义的。但是诸多假设的不现实性和数据资源的缺陷，不能恰当的将分析结论运用到实际中去。在将来和后续研究中，应当放宽假设，改进非均衡计量模型，充实数据（比如采用面板数据分析），并且恰当的将各种住宅非均衡计量纳入到一个联立方程中，寻求