房地產(chǎn)投資對行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響
——基于信貸中介效應(yīng)的視角*

鞠 方，王 姣，朱興宇

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

我國福利化分房制度自1998年開始向市場化方向轉(zhuǎn)變，由此我國住房市場得以迅猛發(fā)展。住宅商品房平均售價由1998年的1854元/m2增加到2017年的8336.42元/m2，總漲幅高達(dá)350%，并且始終保持在高位水平，越來越多的人淪為“房奴”。2005年至2017年期間，我國房地產(chǎn)開發(fā)年投資額由15909.25億元上升至109798.53億元，房地產(chǎn)開發(fā)國內(nèi)貸款總額由3918.08億元上升至25241.76億元，而經(jīng)濟(jì)增長速度近年來卻逐漸放緩。有學(xué)者指出，中國住房價格的快速上漲及房地產(chǎn)市場規(guī)模的迅速擴(kuò)張制約了全要素生產(chǎn)率的增長[1]。根據(jù)目前我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展趨勢，房價持續(xù)增長會吸引越來越多的房地產(chǎn)投資資金。在以銀行金融機(jī)構(gòu)為融資主導(dǎo)的金融體系下，不少信貸資金也以較低成本進(jìn)入房地產(chǎn)市場，導(dǎo)致其他行業(yè)信貸資源被擠占，實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到抑制。

一直以來，實體經(jīng)濟(jì)是惠民生、穩(wěn)增長的核心支撐力量。當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，過快的房價上漲對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響逐漸顯現(xiàn)，不僅抑制居民消費(fèi)[2]、擠出非房地產(chǎn)行業(yè)投資[3]，還加劇居民收入分配和消費(fèi)的不平衡[4]，甚至阻礙實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[5]，實體經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)之間的關(guān)系越來越引起重視。實現(xiàn)實體經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵在于如何有效提升全要素生產(chǎn)率。[6]我國用于間接測算全要素生產(chǎn)率的重要指標(biāo)因素——資本、勞動——均和房地產(chǎn)市場有著千絲萬縷的聯(lián)系。因此，厘清房地產(chǎn)與實體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，探討房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的影響至關(guān)重要。

一 文獻(xiàn)回顧

筆者將從房地產(chǎn)市場與經(jīng)濟(jì)效率、房地產(chǎn)投資與信貸、信貸與經(jīng)濟(jì)效率三方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理總結(jié)。在房地產(chǎn)市場影響經(jīng)濟(jì)效率方面，鄧博文認(rèn)為房地產(chǎn)投資對實體經(jīng)濟(jì)存在顯著的“擠占效應(yīng)”[7]。陳斌開等從工業(yè)利潤率的角度對兩者進(jìn)行研究，結(jié)合城市與企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房價上漲推高人力成本，降低工業(yè)利潤率，進(jìn)而抑制經(jīng)濟(jì)增長[8]。在具體的房地產(chǎn)投資影響經(jīng)濟(jì)效率的研究方面，已有文獻(xiàn)的觀點(diǎn)按照影響途徑大致分為兩類。1)房地產(chǎn)投資影響技術(shù)進(jìn)步。Miao等從理論層面構(gòu)建兩部門內(nèi)生增長模型，發(fā)現(xiàn)技術(shù)外溢性較弱的部門如果存在資產(chǎn)泡沫，將可能通過流動性緩釋效應(yīng)和資源配置轉(zhuǎn)移效應(yīng)影響企業(yè)創(chuàng)新投入[9]。張杰等將土地供應(yīng)量作為房地產(chǎn)投資增長的工具變量，研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資增加會顯著抑制工業(yè)部門的創(chuàng)新活動[10]。而李江濤等同樣從創(chuàng)新投資的視角進(jìn)行分析，卻發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資與工業(yè)全要素生產(chǎn)率之間表現(xiàn)為倒U型[11]。崔瑩瑩等認(rèn)為房價上漲會顯著負(fù)向影響大中城市的創(chuàng)新能力[12]2)。房地產(chǎn)投資影響企業(yè)技術(shù)效率的改善。已有相關(guān)文獻(xiàn)主要圍繞資源配置及市場價格機(jī)制兩方面論述房地產(chǎn)投資影響企業(yè)技術(shù)效率的改善。陳斌開等發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效率低的產(chǎn)業(yè)市場占比會隨房地產(chǎn)行業(yè)快速發(fā)展而增加，造成資源錯配，進(jìn)而在長期內(nèi)降低市場資源配置效率[13]。王文春等、李天祥等均發(fā)現(xiàn)，異常繁榮的房地產(chǎn)市場會吸引大量融資，房價因此上漲引起要素價格上升，影響企業(yè)的技術(shù)效率[14-15]。

在房地產(chǎn)投資與信貸關(guān)系的研究方面，學(xué)者主要從信貸規(guī)模和風(fēng)險的角度著手，認(rèn)為房地產(chǎn)投資增長會吸引信貸支持，同時也會加大市場信貸風(fēng)險。1)在信貸規(guī)模方面，黃靜基于Granger因果方法檢驗，認(rèn)為房地產(chǎn)投資增長會導(dǎo)致房地產(chǎn)信貸的增加，但信貸擴(kuò)張并不是房地產(chǎn)投資增長的Granger原因[6]。究其原因，劉京軍等認(rèn)為這得益于房地產(chǎn)市場較高的投資收益性和房產(chǎn)抵押物的優(yōu)質(zhì)性，同時他指出房地產(chǎn)信貸規(guī)模的擴(kuò)大會擠占其他企業(yè)收益率[17]。2)在風(fēng)險聯(lián)系方面，Senhadji等考察過度放貸、房價周期和亞洲金融危機(jī)之間的關(guān)系，認(rèn)為銀行過度放貸導(dǎo)致房價迅速上漲，投資回報高漲,一旦經(jīng)濟(jì)增長受阻，會發(fā)生投資者情緒逆轉(zhuǎn)、財務(wù)報表惡化，最終導(dǎo)致信貸危機(jī)[18]。況偉大也認(rèn)為房價對房地產(chǎn)信貸的影響大于經(jīng)濟(jì)增長和利率對其的影響，一旦房價下跌，信貸嚴(yán)重萎縮，可能誘發(fā)信貸風(fēng)險和房地產(chǎn)金融危機(jī)[19]。3)在房價與信貸方面，學(xué)者們基于不同的研究方法發(fā)表了不同的觀點(diǎn)。Goodhart等、鄭忠華等發(fā)現(xiàn)信貸資金支持會顯著推動房價上升[20-21]。譚政勛等進(jìn)一步研究認(rèn)為，這種效果只存在于短期內(nèi)[22]。而Che等卻認(rèn)為這種顯著的推動關(guān)系僅存在于長期內(nèi)[23]。此外，信貸對房價的影響體現(xiàn)出區(qū)域性差異，這與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)[24-25]。李莉基于東、中、西部的省份劃分，認(rèn)為銀行信貸對于東部房價影響更顯著[26]。宋勃等從城市劃分的角度發(fā)現(xiàn)二線城市銀行信貸對房價的影響比一線城市更顯著[27]。郭培利等認(rèn)為一、二線城市銀行信貸正向影響房價，三線城市負(fù)向影響[28]。不同于以上學(xué)者的觀點(diǎn)，馬勇等認(rèn)為在房地產(chǎn)信貸規(guī)模低的區(qū)域，信貸對房價的影響力有限[29]。向宇等認(rèn)為金融信貸增加與房價上漲之間沒有太大的聯(lián)系[30]。

在信貸發(fā)展與經(jīng)濟(jì)效率的研究方面，金成曉等基于馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型，發(fā)現(xiàn)信貸增長率與經(jīng)濟(jì)增長率的相關(guān)性會隨著經(jīng)濟(jì)周期階段的不同發(fā)生變化[21]。白欽先等發(fā)現(xiàn)信貸擴(kuò)張顯著推動經(jīng)濟(jì)增長[32]。這種促進(jìn)效應(yīng)會從信貸規(guī)模和資源配置效率兩個方面發(fā)揮作用。趙振全等發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用主要是通過信貸總量的不斷擴(kuò)張[33]。李青原等基于實體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的視角，構(gòu)建信貸比指標(biāo)衡量金融發(fā)展程度，發(fā)現(xiàn)信貸會促進(jìn)實體經(jīng)濟(jì)資源配置效率的提高[34]。

梳理總結(jié)相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，基于信貸視角探索房地產(chǎn)投資影響全要素生產(chǎn)率增長的研究寥寥無幾。因此，本文采用中介效應(yīng)模型，在分析房地產(chǎn)投資擴(kuò)張對全要素生產(chǎn)率增長影響的基礎(chǔ)上，將信貸變量引入模型，從信貸規(guī)模和信貸效率兩個維度考察房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)影響，并基于東部、中西部的地區(qū)劃分進(jìn)行區(qū)域差異化分析。

二 理論分析

(一)房地產(chǎn)投資影響信貸供需的機(jī)制

1.財富效應(yīng)

如圖1所示，房地產(chǎn)投資通過“財富效應(yīng)”影響信貸規(guī)模。房地產(chǎn)天然優(yōu)良的抵押物屬性和保值增值功能會吸引信貸資源配給。一方面，房地產(chǎn)投資擴(kuò)張必然伴隨房地產(chǎn)市場規(guī)模的擴(kuò)大。金融機(jī)構(gòu)在過于樂觀的房地產(chǎn)市場環(huán)境下過度放貸，即使存在信貸風(fēng)險，但仍能通過抵押資產(chǎn)緩解由此產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)負(fù)向影響。而且，銀行發(fā)放信貸的數(shù)量取決于抵押物價值，一些金融機(jī)構(gòu)甚至?xí)Ω叩盅簝r值品的所有者主動供貸。另一方面，擴(kuò)張的房地產(chǎn)市場對于投機(jī)者來說更加有利可圖，于是房地產(chǎn)市場投資需求增加，帶動信貸資金需求的增加。投資者還可以充分利用信貸擴(kuò)張時經(jīng)濟(jì)中的財務(wù)杠桿優(yōu)勢提高企業(yè)效益，增強(qiáng)企業(yè)信貸能力。

2.成本效應(yīng)與帶動效應(yīng)

房地產(chǎn)投資通過“成本效應(yīng)”和“帶動效應(yīng)”影響信貸效率。一方面，由于房地產(chǎn)投資具有經(jīng)濟(jì)資源占比高、周期長等屬性，隨著房地產(chǎn)市場投資增加帶來的市場規(guī)模擴(kuò)張，新企業(yè)進(jìn)入房地產(chǎn)市場成本被拉高，資金會流向其他高效益部門，促使金融機(jī)構(gòu)信貸資金配置效率提高；另一方面，房地產(chǎn)投資具有較強(qiáng)的行業(yè)帶動性，房地產(chǎn)投資的增加能直接帶動上下游行業(yè)，諸如建筑、建材、冶金、家具、電器等的發(fā)展，進(jìn)而提高信貸資金配置效率，吸引更多的信貸支持。此外，房地產(chǎn)投資增加帶來的資產(chǎn)增值會吸引信貸支持，金融支持的增加使房價上漲，進(jìn)而資金在房地產(chǎn)市場的信貸效率也會提升。

圖1 房地產(chǎn)投資影響信貸供需的機(jī)制

(二)基于信貸中介影響全要素生產(chǎn)率的機(jī)制

1.錯配效應(yīng)

如圖2所示，房地產(chǎn)投資帶來的資產(chǎn)價值上升會產(chǎn)生“錯配效應(yīng)”。資源錯配產(chǎn)生于價格信號的扭曲或者要素流動的阻礙，如果行業(yè)部門間資源配置合理，將提升整個經(jīng)濟(jì)體系的全要素生產(chǎn)率，反之，將抑制全要素生產(chǎn)率的增長。房地產(chǎn)行業(yè)屬于典型的資金密集型行業(yè)，房地產(chǎn)投資增加帶來的房價過快上漲會扭曲住房價格，而且，房價上漲抬高房地產(chǎn)行業(yè)利潤率，吸引逐利性企業(yè)增加對房地產(chǎn)市場的投資，使信貸資源向高利潤和低效率企業(yè)流動，造成資源錯配。同時，國有企業(yè)依靠自身優(yōu)勢獲取信貸資金用于房地產(chǎn)投資，這在信貸擴(kuò)張背景下加重了對非房地產(chǎn)行業(yè)融資約束程度，進(jìn)而導(dǎo)致實體經(jīng)濟(jì)資源配置效率降低，阻礙技術(shù)外溢性部門全要素生產(chǎn)率的提升。此外，若經(jīng)濟(jì)體系存在較多的金融摩擦，會增加企業(yè)融資約束，導(dǎo)致信貸資源配置效率的損失，進(jìn)一步滯后經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的提升。

2.擠占效應(yīng)

房地產(chǎn)投資增加會對其他行業(yè)產(chǎn)生“擠占效應(yīng)”。房地產(chǎn)投資過快增長會通過金融體系的貸款行為，抑制工業(yè)部門的創(chuàng)新活動。一方面，房地產(chǎn)投資增加帶來的房地產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張會占用更多的信貸資源，加大其他工業(yè)企業(yè)貸款難度。同時，房地產(chǎn)投資帶來的非理性擴(kuò)張會直接推高要素價格，擠占其他企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新型投入，不利于工業(yè)企業(yè)引進(jìn)先進(jìn)設(shè)備、開發(fā)新產(chǎn)品、發(fā)展新技術(shù)等，進(jìn)而抑制全要素生產(chǎn)率的提高。另一方面，飆升的房價會阻礙企業(yè)的管理創(chuàng)新，甚至引發(fā)企業(yè)家的尋租行為。這不僅嚴(yán)重阻礙企業(yè)的生產(chǎn)與組織創(chuàng)新，也嚴(yán)重扭曲了企業(yè)家創(chuàng)新行為?！皵D占效應(yīng)”還將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)資源配置難以顧及技術(shù)外溢部門，進(jìn)而抑制整個社會生產(chǎn)效率的進(jìn)步。

圖2 房地產(chǎn)投資影響全要素生產(chǎn)率的機(jī)制

三 研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

中介效應(yīng)是指自變量X對因變量Y的影響是通過一個或多個中間變量M實現(xiàn)的，此時，稱M為中介變量。以聯(lián)立方程組的形式對自變量X、中介變量M和因變量Y之間的關(guān)系加以形象的描述，具體方程如下：

Y=α1+cX+∑βiKi+μ1

(1)

M=α2+aX+ΣβiKi+μ2

(2)

Y=α3+c1X+c2M+∑βiKi+μ3

(3)

其中，Y為因變量全要素生產(chǎn)率；X為自變量房地產(chǎn)投資；M為中介變量信貸；K為控制變量；α1、α2、α3為各方程常數(shù)項；β為控制變量回歸參數(shù)；μ1、μ2、μ3為方程的隨機(jī)誤差項。

本文目的是研究房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的影響，包括直接效應(yīng)和中介效應(yīng)。c為房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)，c1為直接效應(yīng)，a*c2為經(jīng)房地產(chǎn)信貸對全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)。三者之間滿足c=c1+a*c2，即房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的和。c、a、c2均顯著，則表明存在中介效應(yīng)，此時若c1顯著，則稱房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)信貸和全要素生產(chǎn)率之間存在不完全中介效應(yīng)，即房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的影響僅有部分是通過信貸來實現(xiàn)。否則，存在完全的中介效應(yīng)。

(二)變量選取及說明

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率(TFP)?？紤]到全要素生產(chǎn)率不等同于技術(shù)進(jìn)步率，本文按房地產(chǎn)投資影響全要素生產(chǎn)率的途徑將全要素生產(chǎn)率分解成了技術(shù)進(jìn)步(Te)和技術(shù)效率改進(jìn)(Eff)。

潛在產(chǎn)出法考慮到資源分配和利用效率，將全要素分解成技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率改進(jìn)進(jìn)行測算，符合本文實證的基本思想。在技術(shù)進(jìn)步的計算中，隱形變量法將技術(shù)進(jìn)步率作為獨(dú)立的狀態(tài)變量，在一定程度上可以排除可能造成估算偏誤的因素，而且其對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的嚴(yán)格要求使估計結(jié)果更加精準(zhǔn)，因此采用隱形變量法測得技術(shù)進(jìn)步(At)。基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，且假設(shè)規(guī)模收益不變，則觀測方程如式(4)，狀態(tài)方程如式(5)，其中ρ為自回歸系數(shù)，εt為白噪聲，Y、A、K、L分別表示產(chǎn)出、技術(shù)進(jìn)步率、資本數(shù)量及勞動數(shù)量，α為資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)。利用狀態(tài)空間模型，通過最大似然估計估算。需要考慮到的是在分析空間狀態(tài)模型前，需要對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出Y、勞動力及資本存量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗。本文使用ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)各項指標(biāo)都沒有通過單位根檢驗，于是對原始序列進(jìn)行一階差分再做單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)原始序列一階差分后變得平穩(wěn)，因而使用一階差分后的數(shù)據(jù)帶入空間狀態(tài)模型，利用計量軟件得到α為0.784，ρ為0.945。

ΔLnYt=ΔLnAt+α(ΔLnKt-ΔLnLt)+

ΔLnLt+εt

(4)

ΔLn(At)=ρΔLn(At-1)+vt

(5)

技術(shù)效率改進(jìn)一般用產(chǎn)出缺口度量。根據(jù)對比，我們選用HP濾波法進(jìn)行計算。HP濾波方法的基本思路是將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出時間序列分解成趨勢成分Gt和周期成分Ct，Ct即為產(chǎn)出缺口，Gt為潛在產(chǎn)出。按照HP濾波方法在樣本期內(nèi)使式(7)最小化得到技術(shù)效率。其中，λ決定著趨勢要素對實際序列的跟蹤程度和趨勢光滑度之間的權(quán)衡選擇，趨勢成分和周期成分標(biāo)準(zhǔn)差的比值為最優(yōu)取值。

Yt=Gt+Ct

(6)

min{Σ(Yt-Gt)2+

λ[(Gt+1-Gt)-(Gt-Gt-1)2]}

(7)

2.主要解釋變量：房地產(chǎn)投資(Inve)。房地產(chǎn)投資額占同期城市GDP的比重，反映某一年房地產(chǎn)市場資源投入占整個市場資源投入的比例。

3.中介變量：信貸(Cs)。本文使用信貸規(guī)模(Css)和信貸效率(Cse)來衡量，其中信貸規(guī)模(Css)表示城市年貸款總量占同期GDP的比重；信貸效率(Cse)衡量同期貸款與存款間的轉(zhuǎn)換效率，是貸款總額與同期存款總額之比。

4.控制變量：人力資本(Hc)。它主要通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新及技術(shù)擴(kuò)散來影響全要素生產(chǎn)率，該變量選取的是每萬人中的大學(xué)生數(shù)量。二、三產(chǎn)業(yè)比值(Sti)，考慮到影響全要素生產(chǎn)率變動的因素包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，所以本文用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)GDP比值來表示。政府財政支出(Gov)，政府會通過財政手段調(diào)控信貸，同時政府財政支出會顯著影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此本文將該變量作為控制變量，由政府財政支出占同期GDP的比重表示。基礎(chǔ)設(shè)施水平(Road)，交通基礎(chǔ)設(shè)施密切影響全要素生產(chǎn)率的變動，城市交通運(yùn)輸水平越發(fā)達(dá)，則地區(qū)資源配置效率越高，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長，本文選取城市交通道路建成面積作為衡量指標(biāo)。城市經(jīng)濟(jì)水平(Ue)，它是影響地區(qū)信貸發(fā)展水平的重要經(jīng)濟(jì)變量，一般區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，對金融規(guī)模尤其是信貸規(guī)模的要求就越高，采用人均GDP來衡量。金融危機(jī)(Cri)，政府會在金融危機(jī)時干預(yù)銀行信貸，考慮到2008年金融危機(jī)爆發(fā)，因此本文將金融危機(jī)作為中介控制虛擬變量，除2008年至2010年外，其余年份取值為0。本文選取的2005—2017年的294個地級市數(shù)據(jù)及指標(biāo)計算所需數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官網(wǎng)、EPS數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒》。表1報告了各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果，其中還包含各變量具體的分類。

表1 描述性統(tǒng)計

(三)平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

表2描述了LLC、IPS檢驗方法獲得的數(shù)據(jù)原序列和一階差分序列單位根檢驗結(jié)果。由結(jié)果可知，數(shù)據(jù)為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

表2 水平及一階差分序列平穩(wěn)性檢驗

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是考察變量間長期均衡關(guān)系的方法，可以避免非平穩(wěn)序列的偽回歸問題，如果兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，其某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性，則這些變量序列間存在協(xié)整關(guān)系。因此，協(xié)整檢驗的前提是同階單整。這里采用Westerlund[35]的多組面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，其中Ga和Gt檢驗的原假設(shè)是長期均衡的誤差調(diào)整速度為0(即不存在協(xié)整)，備擇假設(shè)為至少有一個組是協(xié)整的；Pa和Pt檢驗的原假設(shè)是所有面板數(shù)據(jù)不存在協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)是所有組視為一個整體是協(xié)整的。表3報告相應(yīng)的結(jié)果，只有Ga檢驗的P值不顯著，其他三個均顯著拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)。因此，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行下述面板回歸。

表3 協(xié)整檢驗

四 實證檢驗及結(jié)果分析

(一)直接影響全要素生產(chǎn)率

為避免回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文在回歸前對相關(guān)變量進(jìn)行多重共線性檢驗(由于篇幅限制未列示)，結(jié)果表明各變量之間不存在多重共線性。雖然前文在指標(biāo)選取方法方面已經(jīng)盡可能地排除可能造成偏誤的影響、控制影響全要素生產(chǎn)率的因素，但仍然存在某些因素容易被忽略或難以測量，且這些因素不隨時間而變。本文采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，考慮到個體效應(yīng)仍可能以隨機(jī)效應(yīng)的形式存在，我們進(jìn)行Hausman檢驗，結(jié)果表明強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，即使用固定效應(yīng)模型。為了在一定程度上緩解遺漏變量內(nèi)生性，這里采用對主要解釋變量取滯后一期，分別采用當(dāng)期和滯后一期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，第(1)列為滯后一期的結(jié)果。采用滯后期房地產(chǎn)投資作為解釋變量的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是當(dāng)整個行業(yè)面臨經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化時，房地產(chǎn)市場難以及時做出生產(chǎn)決策的改變，需要等到下一期才能有針對性地進(jìn)行調(diào)整。

表4中，當(dāng)期和滯后一期的房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的增長均呈現(xiàn)顯著負(fù)向影響，這符合房地產(chǎn)業(yè)投資通過擠占其他企業(yè)投資從而抑制全要素生產(chǎn)率增長的預(yù)期，房地產(chǎn)投資增加會導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率水平降低。除政府財政支出外，人力資本，二、三產(chǎn)業(yè)比值及交通基礎(chǔ)設(shè)施均正向影響全要素生產(chǎn)率的變動，但是三者的影響效果各不相同。人力資本增加雖然促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長，但卻顯著負(fù)向影響分解出的技術(shù)進(jìn)步。這可能是因為人力資本主要是靠創(chuàng)新性和創(chuàng)造性促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，而我們以每萬人中大學(xué)生擁有數(shù)量來衡量，并不能真實地反映創(chuàng)新與創(chuàng)造能力。二、三產(chǎn)業(yè)比值顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長，雖然其對技術(shù)進(jìn)步的影響為負(fù)，但不顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長的主要途徑是技術(shù)效率的改進(jìn)，同時也說明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有效性。政府財政支出對全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)影響均顯著為負(fù)，說明政府對市場過多的財政干預(yù)不利于經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。交通基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)為正但不顯著，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)決定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中重要資源轉(zhuǎn)移和分配的效率，這里不顯著可能是數(shù)據(jù)并不能完全衡量道路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)水平，在城市化建設(shè)中，基礎(chǔ)建設(shè)經(jīng)常存在建設(shè)比例不當(dāng)、建設(shè)效率低下等減緩經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素。

表4 房地產(chǎn)投資影響全要素生產(chǎn)率實證回歸結(jié)果

(二)基于中介變量影響全要素生產(chǎn)率分析

1.房地產(chǎn)投資對信貸的影響

信貸規(guī)模(Css)由貸款總額與同期GDP比值表示。表5中，房地產(chǎn)投資增長會引起總貸款增加，并且其對信貸效率影響顯著為正，這表明房地產(chǎn)投資顯著正向影響信貸發(fā)展水平。城市經(jīng)濟(jì)水平對房地產(chǎn)信貸規(guī)模和信貸效率的影響均為負(fù)，這與相關(guān)學(xué)者的研究預(yù)期有差異，可能是因為研究數(shù)據(jù)的不同。本文用人均GDP作為衡量城市經(jīng)濟(jì)水平的指標(biāo)，而人均GDP有明顯的時間上升趨勢，這可能導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，例如金融資產(chǎn)更加分散化和多元化，進(jìn)而減少了對房地產(chǎn)信貸的需求。其他變量符合預(yù)期結(jié)果，其中金融危機(jī)導(dǎo)致信貸規(guī)模上升，但卻導(dǎo)致信貸效率下降。另外二、三產(chǎn)業(yè)比值和信貸規(guī)模以及信貸效率均為負(fù)向變動關(guān)系，這可能是由于二、三產(chǎn)業(yè)所占經(jīng)濟(jì)比重與其發(fā)展效率不匹配，即二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不是最優(yōu)。

表5 房地產(chǎn)投資影響房地產(chǎn)信貸回歸結(jié)果

2.基于信貸中介對全要素生產(chǎn)率的影響

表6中，引入了信貸水平變量后，信貸水平顯著負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率，結(jié)合前文分析，表明存在中介效應(yīng)。TFP的第(1)列和第(2)列房地產(chǎn)投資系數(shù)均顯著為負(fù)，系數(shù)絕對值變小，說明房地產(chǎn)投資與全要素生產(chǎn)率之間存在不完全中介效應(yīng)?？刂谱兞拷Y(jié)果顯示，二、三產(chǎn)業(yè)比值仍然顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長，雖然二、三產(chǎn)業(yè)比值對于技術(shù)進(jìn)步的影響是負(fù)的，但不顯著。政府財政支出對全要素生產(chǎn)率以及其分解指標(biāo)的影響均顯著為負(fù)，但與表4相比，對全要素生產(chǎn)率影響的顯著性有所下降，表明加入信貸變量后，政府財政支出的負(fù)向影響效應(yīng)會有所收斂。

表6 房地產(chǎn)投資基于信貸影響全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果

(三)分區(qū)域?qū)嵶C分析

梳理已有文獻(xiàn)關(guān)于房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)的研究，在借鑒表7的行政區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)基礎(chǔ)上，同時考慮到中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近，與東部地區(qū)存在明顯差異，以及主要解釋變量和中介變量的現(xiàn)狀，本文將區(qū)域劃分為東部和中西部兩部分。

表7 國家區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)

1.房地產(chǎn)投資影響信貸規(guī)模的區(qū)域?qū)用娣治?/p>

表8報告了區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)的統(tǒng)計描述，房地產(chǎn)投資具有明顯的區(qū)域化差異，兩個地區(qū)信貸效率差異明顯大于信貸規(guī)模差異。不過從獨(dú)立樣本檢驗的結(jié)果來看，后者的差異更加顯著，所以我們將選用信貸規(guī)模作為區(qū)域?qū)嵶C模型中的中介變量，至于其余控制變量均不變。所有數(shù)據(jù)在分析前均通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。

表9報告了區(qū)域?qū)用娣康禺a(chǎn)投資影響信貸規(guī)模的回歸結(jié)果及中介效應(yīng)回歸結(jié)果。比較表9和表5可以看出，首先，無論是否對數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)域劃分，房地產(chǎn)投資對信貸規(guī)模的影響方向是一致的。分區(qū)域回歸后其影響系數(shù)變小，這間接說明房地產(chǎn)投資對信貸發(fā)展水平的影響是由區(qū)域到整體的帶動過程，契合經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀。其次，東部影響水平顯著高于全國平均水平。關(guān)于城市經(jīng)濟(jì)水平變量，東部經(jīng)濟(jì)水平更高，帶動更多金融資源流入房地產(chǎn)市場，這可能導(dǎo)致更嚴(yán)重的信貸資源錯配，因此該變量負(fù)向影響信貸規(guī)模的效應(yīng)更強(qiáng)。虛擬變量金融危機(jī)的發(fā)生會使東部信貸規(guī)模擴(kuò)張，中西部信貸減少。這是因為東部金融市場更發(fā)達(dá)，當(dāng)面對金融危機(jī)對東部市場產(chǎn)生的巨大沖擊時，政府出臺寬松的貨幣政策導(dǎo)致信貸規(guī)模急劇擴(kuò)張，在一定程度上擠占了中西部信貸資源。二、三產(chǎn)業(yè)比值與財政支出，其對信貸規(guī)模的影響與全國層面分析結(jié)果均一致。

表8 分區(qū)域統(tǒng)計性描述

表9 區(qū)域?qū)用娣康禺a(chǎn)投資影響信貸及中介效應(yīng)回歸

2.區(qū)域?qū)用嬷薪樾?yīng)分析

區(qū)別于全國層面的模型，加入人力資本的平方項，表9中第二列和第四列報告了房地產(chǎn)投資基于信貸影響全要素生產(chǎn)率的結(jié)果。引入信貸規(guī)模后，房地產(chǎn)投資和控制變量影響全要素生產(chǎn)率變動的方向仍然與全國層面結(jié)果一致，唯一需要提及的是人力資本的平方項(Hct)負(fù)向拉動全要素生產(chǎn)率的變動，但不顯著。這在一定程度上與表4結(jié)果相符。人力資本(每萬人中擁有大學(xué)生的數(shù)量)顯著反向影響全要素生產(chǎn)率的分解因子——技術(shù)進(jìn)步(Te)，因此人力資本的平方項負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率的結(jié)果符合預(yù)期。

限于篇幅，我們僅對主要解釋變量及中介變量進(jìn)行詳述。房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響在東部更加顯著，東部屬于經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)地區(qū)，東部城市房地產(chǎn)投資占比高于全國平均水平，過多的金融資源流入房地產(chǎn)市場導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率發(fā)展降速更快。無論是東部還是中西部，信貸規(guī)模都顯著負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率的變動，而東部高于全國層面水平的結(jié)果也符合預(yù)期。此外，房地產(chǎn)投資抑制全要素生產(chǎn)率增長不存在區(qū)域疊加效應(yīng)，其整體影響效應(yīng)值更接近東部和中西部的中間值。同時我們發(fā)現(xiàn)信貸規(guī)模影響全要素生產(chǎn)率的全國層面回歸系數(shù)值也趨近處于東部和中西部的均值，即可能也沒有區(qū)域疊加效應(yīng)。

五 結(jié)論及政策建議

本文重點(diǎn)研究房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率的影響，并考慮到基于信貸變量的中介效應(yīng)，基本結(jié)論如下：首先，房地產(chǎn)投資、信貸發(fā)展水平和全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的不完全中介效應(yīng)。其次，在全國層面上，房地產(chǎn)投資顯著負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率，加入信貸變量后，依然有顯著的負(fù)向影響；在分區(qū)域?qū)用嫔?，回歸結(jié)果與全國層面基本一致，其中，東部地區(qū)影響更為顯著。

我國經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展模式轉(zhuǎn)型的重要階段，房地產(chǎn)市場作為整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，房地產(chǎn)投資增加會通過信貸規(guī)模的擴(kuò)張和信貸效率的降低使房地產(chǎn)市場發(fā)展出現(xiàn)不穩(wěn)定，進(jìn)而影響社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诒疚牡难芯浚岢鲆韵聨c(diǎn)政策建議。

第一，合理管控各企業(yè)房地產(chǎn)投資行為。房地產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率有顯著負(fù)向影響，而且房地產(chǎn)投資會通過信貸渠道影響全要素生產(chǎn)率的增長，政府應(yīng)適時調(diào)整房地產(chǎn)信貸來管控房地產(chǎn)投資。第二，適當(dāng)加強(qiáng)房地產(chǎn)市場供給，以保證供需平衡。充分利用房地產(chǎn)市場發(fā)展機(jī)制，加快建設(shè)保障性住房。一方面，鼓勵引導(dǎo)以市場為主來滿足多層次住房需求；另一方面，嚴(yán)控房價快速上漲帶來的投機(jī)性需求，防止房地產(chǎn)行業(yè)流動性過剩而影響其他行業(yè)發(fā)展。第三，有效拓寬房地產(chǎn)行業(yè)融資渠道。政府要不斷進(jìn)行政策創(chuàng)新，營造良好的房地產(chǎn)發(fā)展環(huán)境。一方面，要降低其他融資渠道門檻；另一方面，加強(qiáng)管控對房地產(chǎn)信托和基金的審批，完善房地產(chǎn)基金和信托部門的角色定位。第四，削弱房地產(chǎn)業(yè)與政府各部門、各大金融機(jī)構(gòu)的連帶關(guān)系，提高房地產(chǎn)市場準(zhǔn)入門檻?？紤]到部分金融機(jī)構(gòu)受房地產(chǎn)市場高利潤回報驅(qū)動而主動供貸，政府應(yīng)審時度勢，加強(qiáng)對金融機(jī)構(gòu)行為的嚴(yán)格管束。第五，加大區(qū)域差異化資源分配政策的力度。例如，人力資本對中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用最顯著，政府可以適當(dāng)加強(qiáng)中西部人才引進(jìn)力度來推動中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。